通货膨胀论文范文精选

一、包含通货膨胀持久性的最优货币政策模型

近年来，新凯恩斯菲利普斯曲线（NKPC）已经成为分析通货膨胀动态的主要工具。Taylor(1980)[12]和Calvo(1983)[13]首先在交错价格调整模型的基础上，构建了用以描述通货膨胀动态的新凯恩斯菲利普斯曲线。虽然新凯恩斯曲线具有良好的微观基础，但该模型是纯前瞻性模型，并不包含后顾性成分，无法反映通货膨胀持久性问题。因此，本文选择Wood-ford(2003)[14]提出的包含内在通货膨胀持久性的模型作为研究的基本模型。该模型在Calvo(1983)交错价格调整模型的基础上进行修正，允许再定价过程中对上期价格进行部分的指数化，将通货膨胀持久性引入到模型中来。Woodford(2003)表明在理性预期的假设前提下，菲利普斯曲线可以表示为如下的形式。式（3）中，λ≥0为产出缺口所占权重，反映了货币当局对产出缺口的重视程度。式（3）在形式上同传统分析中经常使用的福利函数非常类似。不同的是，它具有明确的微观基础。Woodford(2003)等证明，这个福利标准来自于对基于家庭效用的福利函数的二次近似。货币当局通过控制名义利率使得上述损失函数达到最小。货币政策的动态优化问题就可以表示为：在行为方程（式2）的约束下，选择货币政策工具的路径以最小化货币当局的损失函数。

二、通货膨胀持久性的不确定性与最优货币政策之间的关系

本文在相机抉择的背景下研究通货膨胀持久性问题。相机抉择的货币政策不进行任何承诺，货币当局很难精确地操控人们的预期，所以在解决最优化问题的时候，将个人部门的预期看做是给定的。由于不存在内生的状态变量，所以动态最优货币政策问题可以简单化为静态最优化问题。每一期中央银行选择πt和xt来最小化如下的当期损失函数。下面考虑通货膨胀持久性的估计误差参数δ三种不同的取值情况。第一种情况，δ=0，即ρ̑=ρ，货币当局准确地估计通货膨胀持久性程度。此时相机抉择下货币政策最优解简化为完美的马尔可夫均衡。第二种情况，δ>0，即ρ̑>ρ，货币当局高估通货膨胀持久性程度。这意味着通货膨胀与产出缺口权衡恶化，货币当局为了使通货膨胀返回其均衡水平需要付出更大的产出成本。第三种情况，δ<0，即ρ̑<ρ，货币当局低估通货膨胀持久性程度。这表明通货膨胀与产出缺口权衡改善（相对于前两种情况），通货膨胀波动降低。为了更加清晰地展现上述的分析结果，接下来考察通货膨胀与产出缺口的非条件方差，方差可以表示为。通过以上分析，一个问题自然产生。当货币当局错误感知通货膨胀持久性程度，应该如何降低通货膨胀波动。当ρ̑=ρ时，马尔可夫均衡解表明相机抉择的最优货币政策对于稳定通货膨胀的作用较小，而对于稳定产出的作用较大。原因是货币当局不能对未来货币政策做出可信的承诺，进而不能稳定通货预期以及通货膨胀。因此，低估通货膨胀持久性情况下，更加激进的货币政策行为将具有承诺的特性。换句话说，低估通货膨胀持久性情况下，更加激进的货币政策行为将弥补通货膨胀持久性所造成的负面影响。事实上，即使存在通货膨胀持久性，货币当局依然假定通货膨胀持久性为0。此时不存在滞后通货膨胀的影响，通货膨胀的波动性最小。

三、结论

本文试图构建一个简单的分析框架，研究通货膨胀持久性不确定时的最优货币政策行为。研究结果表明：当面对通货膨胀持久性不确定时，低估通货膨胀持久性程度的货币政策行为是最优的。更确切地说，不论是否存在通货膨胀持久性，货币当局制定货币政策时都假定通货膨胀持久性为0。另外，本文的分析结果建立在一个简单分析框架基础上，最终的结论更多偏向于定性分析而非定量分析。

作者：丁洪福单位：辽宁大学经济学院辽宁石油化工大学经济管理学院

1、核心通货膨胀的核算

根据对核心通货膨胀的定义角度不同，相应的核算方式也就不同。目前通用的核算方法共有八种，分别为:剔除法、修剪均值法、加权中位数法、结构向量自回归法、惯性权重法、共同因素法。根据范志勇等(2011)基于月度环比消费者价格指数，对这八种核算方法的归纳总结及实证检验结果，发现，从核算结果的稳健性的角度来看，样本区间内残差均方根最低的是修剪均值法和加权中位数法，最高的是共同趋势法和结构向量自回归法核心通货膨胀。因此从反映标题通货膨胀的变化趋势上来看，修剪均值法和加权中位数法具有较大的优势，上述结论无论对于HP滤波还是移动平均得到的通货膨胀趋势值都是稳健的。核心通货膨胀对未来3至5个月内的标题通货膨胀有较好的预测能力。在样本区间内，修剪均值法、指数平滑法和加权中位数法的预测能力最强，而共同趋势法和方差法的预测效果最差。从本文对核心通货膨胀的“普遍且持续的通货膨胀”的理解上来看，核心通货膨胀应该是同时具有平稳性和预测性的，因此，本文采用修剪均值法对核心通货膨胀指标进行核算。与范志勇等(2011)一样，本文采用的是基于月度环比消费者价格指数来对核心通货膨胀指数进行核算，选取2006年1月至2013年年底的月度环比CPI数据进行核算。假设各分类商品增长率具有未知均值的对称分布，通过将每期样本按照增长率的大小进行排序，然后进行两侧截尾，进而加权平均剩余样本得到一个估计值集合，最后根据适当标准选取最优的估计值。特别的，当α取0时得到的核心通货膨胀即为通常的支出权重通货膨胀;而当α取50%时得到的核心通货膨胀即为加权中位数核心通货膨胀。因此，修剪均值法计算核心通货膨胀与α的选取密切相关，Tahir(2003)提出了确定α大小的RMSE准则，按照均方根误差最小的原则选取双边α的大小。除了上述的基本方法之外，双侧修剪比例还可以是非对称的。设定样本增长率从小到大排序后左右两端修剪水平分别为α和β，(α，β)按照Tahir(2003)提出的方法选取。

2、剔除商品期货的季节性因素

本文实证中，选取的商品期货品种为黄大豆，因为黄大豆这一期货品种出现的时间较早，可利用的数据较多;另一方面，黄大豆受到国外商品期货价格的影响较小，更易与国内的核心通货膨胀建立关系。本文采用平滑法剔除期货价格中的季节性因素。

3、建立回归方程

得到了相应的平滑数据，即可对核心通货膨胀与平滑后的数据进行回归以证明其预测性。至此，准备工作已完成。剩下的部分即为将处理后的价格数据与相应日期的核心通货膨胀数据进行回归。因此，可建立滞后一到五阶的回归方程。对于滞后阶数n的确定，利用AIC准则(赤池信息准则)。对不同的n值，分别比较方程的拟合优度，以及AIC值(Akaikeinfocriterion)。取AIC值较小且拟合优度较大的n值为佳。

4、实证结果

经实证，当回归方程自变量是滞后阶数由1到5时，拟合优度要小于六、七、八阶滞后，AIC值大于三、四阶滞后，结果差强人意。且方程系数的显著性很差，证明有不甚合适的变量混在其中，由于进行比较时是将滞后阶数逐渐递增，因此推测是一阶与二阶滞后，甚至三阶滞后变量不合适。因此，将一阶、二阶、三阶滞后相继剔除，结果确实有所改善。从上述回归结果也可以看出，回归方程拟合优度不高，DW值也偏低，表明除了核心通货膨胀外，还有诸多对价格变动影响较为深刻的因素未引入到方程之中;同时，过多的滞后变量也会引起共线性问题。由于我们研究的是核心通货膨胀对价格变动的影响程度，上述方程已能说明问题。

1研究背景与文献回顾

Haug和Dewald研究了1880—2001年11个工业国家的货币供给波动与通货膨胀的关系，认为长期内货币供给导致永久性通货膨胀，但对实际产出没有影响［9］。Tas研究了中东地区的货币供给与物价的短期和长期关系，认为各国的货币供给与物价的短期关系基本相同但长期关系明显不同［10］。Waingade分析了印度的货币供给与物价水平的长期关系，认为两者长期存在正向关系［11］。Berger和Osterholm运用BVAR模型分析了1960—2005年美国的货币供给对其物价水平的影响，认为货币供给增加是物价水平提高的Granger原因［12］。张金城运用动态随机一般均衡模型研究了货币供给与通货膨胀和实际产出的关系，认为货币供给对通货膨胀有显著的溢出效应［13］。郭永济、李伯钧和金雯雯运用时变参数向量自回归模型研究了流动性对通货膨胀、产出和资产价格的影响，认为流动性对通货膨胀的影响具有时变性，且这种时变性因经济所处的状态不同而不同［14］。刘鹏运用误差修正模型研究了货币供给与资产价格和通货膨胀的关系，认为货币激活效应是资产价格波动影响通货膨胀的重要原因［15］。余辉和余剑运用时变参数状态空间模型构建了金融状况指数，认为包含货币供应量的金融状况指数对通货膨胀的影响较为显著［16］。于泽和罗瑜利用Granger因果关系检验等方法进行研究，认为中国货币具有内生性，货币和通货膨胀是同时形成的，货币内生性条件下的通货膨胀的主要影响因素是投资和净出口［17］。惠晓峰和王馨润运用VAR模型分析了外汇储备与通货膨胀的关系，认为短期内外汇储备的增加不会直接影响物价水平［18］。粟勒、王少国和胡正分析了2000—2012年中国央行资产负债表的结构，认为外汇占款是影响中国货币发行的最重要因素，且是推动通货膨胀的重要因素［19］。吴克保从银行资产负债表的角度出发进行研究，认为中国流动性过剩形成的主要原因是外汇储备过快增加导致的货币超发造成的［20］。田涛、许泱和蔡青青基于DCC－GARCH模型进行实证分析，认为中国的通货膨胀主要受货币供应量变化的影响，人民币汇率变化和国际石油价格对通货膨胀的影响较小［21］。虽然学者们运用不同方法对通货膨胀的汇率因素和货币因素进行了深入而细致的研究———这些研究成果对本文有较大的启示和借鉴意义，但是相关研究仍存在一些问题。第一，虽然大多数学者认为货币供给对通货膨胀具有正向影响，但是并未深入分析货币供给来源的具体变化。不同的货币供给来源可能对应完全不同的通货膨胀治理措施，而中国货币供给来源及其变化清晰地反映在中国人民银行的资产负债表中，因此非常有必要基于中国人民银行的资产负债表进行深入分析。第二，越来越多的学者认为汇改后中国货币供给的变化与外汇储备有较强关系，也就是说外部经济通过汇率机制对通货膨胀产生了越来越大的影响，因此在分析货币供给对通货膨胀的影响时有必要考虑汇率因素。第三，从研究方法看，相关研究主要采用最小二乘回归、协整分析、向量自回归模型等线性方法或模型，但这些模型的参数反映的是经济变量间的平均影响关系，无法反映参数随时间变化的动态时变特征［22］。实际上，中国的经济体制一直处于变革中，内外经济发生的各种改革和各项政策变化都可能导致相关经济变量对通货膨胀的影响发生变化，因此需要构建时变参数来反映其动态变化过程。鉴于此，本文从分析中国人民银行资产负债表的变化出发，运用状态空间模型构造时变参数，研究汇率和货币供给对通货膨胀的动态影响。

2货币供给对通货膨胀的影响机理

2．1中国人民银行资产负债表分析本文以2005年7月至2012年6月为样本期，首先分析样本期内人民银行资产负债表中反映的负债情况，即资产负债表中的右列。央行资金来源于负债和自有资金，其中自有资金为219．8亿元，占历年总资金来源的比例不足1％，可见负债是人民银行的主要资金来源。负债中的储备货币是人民银行货币发行与金融机构存款的合计数，是央行资金的主要来源。在样本期内，储备货币占总负债的比例平均约为62．5％，且该比例自2010年12月突破70％，并随着时间的推移持续上升，2011年12月以后保持在80％左右。发行债券是央行为了弥补资金占用不足而对外发行的债券，主要是指央行票据发行。在样本期内，发行债券占总负债的比例约为18．6％。据此可得，储备货币和发行债券合计占总负债的比例平均约为81．1％，也就是说央行资金的主要来源是储备货币和发行债券。然后分析人民银行资产负债中的资产情况，即资产负债表的左列。“资产”一列反映了资金的运用和去向，也反映了人民银行投放基础货币的方式和途径。经过分析发现：在样本期内，央行的总资产规模增加了2倍，国外资产规模增加了3．1倍；央行所持有的资产中占比最大的是国外资产，其占总资产的比重持续上升———由2005年7月的60．6％持续上升至2012年6月的83．9％，且在2012年2月达到样本期内的最高值（84．7％）。综上所述，随着中国经济发展，样本期内中国人民银行的资产负债表规模不断扩大，资产方的显著特点是：随着总资产规模的不断扩大，国外资产规模不断扩大，其占总资产的比例不断上升，国外资产科目成为资产方的第一重要科目。负债方的显著特点是：随着总负债规模的不断扩大，储备货币科目的规模不断扩大，其占总负债的比例不断上升且在2011年12月以后保持在80％左右，储备货币科目成为负债方的第一重要科目。基于以上分析，并将资产方中的其他存款性公司债权、对其他金融性公司债权和对其他非金融性公司债权科目合并成为国内信贷，从而得到如表2所示的资产负债表，本文据此进行分析。

2．2货币供给影响通货膨胀的机理根据表2所示的资产负债表中的平衡关系，可得以下数量关系：储备货币＝国外资产＋国内信贷－发行债券。这一关系表明：储备货币规模与国外资产和国内信贷正向变动，与债券发行反向变动。也就是说：在假定其他条件不变的前提下，央行购买的外国资产越多，则储备货币的规模越大；央行对国内机构的债权越多，则其储备货币的规模越大；央行的债券发行规模越大，则其储备货币规模越小。自2005年7月人民币汇率制度改革以来，国际收支的“双顺差”使得中国外汇资产迅速持续增加。在强制结售汇制度下，为了收购“双顺差”下的外汇净流入，人民银行被迫投放人民币，使得资产方中的国外资产和负债方中的储备货币迅速持续增加。面对外汇占款迅速增加的巨大压力，资产方中的国内信贷作为央行投放基础货币的一个渠道，理论上可成为央行对冲外汇占款增加、防止基础货币过快增长的手段，但是其投放本身具有刚性、操作空间有限，难以通过压缩其规模达到缓解基础货币投放过快的目的。而负债方中的发行债券在减缓基础货币增加过快方面在一定时期内确实起到了一定作用。但是，央行发行票据作为对冲外汇占款快速增加的手段，只能在短期内起推迟压力、减缓基础货币增加过快的作用。随着票据到期形成的资金压力和发行成本的不断上升，发行票据难以在长期内对冲新增外汇占款，其作为调控基础货币手段的效力有限。综上所述，面对外国资产中的外汇占款迅速增加导致的基础货币大量被迫投放，央行的对冲手段（如发行票据和压缩国内信贷等）的效果有限，外汇占款已成为中国基础货币投放的主要方式，央行通过控制基础货币来调控货币供应量的能力较弱。总的来说，资产方中的外汇占款迅速增加必然导致负债方中的基础货币增加，基础货币在货币乘数的作用下导致货币供应大量增加，从而形成较大的通货膨胀压力。

3计量模型

3．1模型构建在计量经济学文献中，状态空间模型通常被用来估计不可观测的时间变量，如理性预期、长期收入和不可观测因素等。很多的时间序列模型———包括经典的线性回归模型和ARIMA（autoregressivein－tegratedmovingaverage）模型———都可作为状态空间模型的特例。状态空间模型提出了“状态”概念，经济系统中可能存在的不可观测状态反映了系统的真实状态，状态空间模型建立了可观测变量与系统内部不可观测状态的关系，能实现基于各种状态向量分析和认识系统。运用状态空间模型描述动态系统有两个突出的优点：一是状态空间模型可将不可观测的状态变量纳入可观测模型并得到估计结果；二是状态空间模型利用强有力的迭代算法———卡尔曼滤波估计参数。状态空间模型包括两个模型：一是状态方程模型，它反映了动态系统在输入变量的作用下在某特定时刻转移到的状态；二是量测方程或输出方程，它将动态系统在某特定时刻的输出变量、系统状态与输入变量联系起来。本文利用状态空间模型构造时变参数模型。上式中：βt是随机系数向量，是状态向量，也称为可变参数，是不可观测变量，必须利用可观测变量yt和x′t来估计；x′t是随机系数向量βt对应的解释变量的集合；z′t是固定系数γ对应的解释变量的集合。假定可变参数βt的变动服从AR（1）模型，假定扰动向量μt和εt是相互独立的且服从均值为0、方差为σ2和协方差矩阵为Q的正态分布。

3．2数据来源及预处理本文选取的初始变量分别为CPI环比月度数据、人民币名义有效汇率指数定基月度数据（2010年＝100）、货币供应量M2月度数据。鉴于2005年7月中国进行了人民币汇率制度改革，在保证样本容量和数据可得性的前提下，本文采用的数据样本期间为2005年7月至2012年6月。CPI环比月度数据来源于中国人民银行系统，人民币名义有效汇率指数定基月度数据来源于国际清算银行网站，货币供应量M2月度数据来源于国家统计局网站。通常采用消费者物价指数（CPI）作为衡量中国国内通货膨胀的变量。人民币名义有效汇率是加权汇率，其权数是各国与中国的贸易额占中国贸易总额的比重，该汇率比双边汇率更能较好地反映人民币对外价值的变化。货币供应量采用广义的货币供应量概念，即M2，主要包括流通中的现金、活期存款和定期存款等。为了保持数据的可比性和满足研究需要，本文对数据做如下处理：首先将人民币名义有效汇率指数定基月度数据转换为以2005年7月为基期的环比数据，将货币供应量M2月度数据转换为以2005年7月为基期的环比增长数据，这样3组变量数据均为以2005年7月为基期的环比数据；然后利用CensusX12季节调整法对3组变量数据进行季节调整；最后分别对经季节调整后的3组变量数据取自然对数。经过上述处理后，统一了不同变量数据的比较基础，消除了季节影响以及可能存在的异方差性。将调整后的最终序列分别记为CPI序列、NEER序列和M2序列。

1基于我国1996～2013年数据的实证研究

1.1变量选取与数据说明本章选取1996～2013年相关年度数据为样本，选取国内生产总值GDP为我国经济增长的指标，GDP是指一定时期内(一个季度或一年)，一个国家(或地区)的经济活动中所生产出的全部最终成果(产品和劳务)的市场价值，它是衡量一个国家或地区经济状况和发展水平的重要指标。选取M2为我国货币供应量的指标，它是指一切现实和潜在的购买力的货币形式，反映社会总需求变化和未来通货膨胀的压力，它的变化反映着中央银行货币政策的变化，是我国宏观调控的重要手段。选取CPI指数为我国通货膨胀的指标，它反映了居民家庭一般所购买的消费商品和服务价格水平的变动情况，一般来讲，物价全面、持续地上涨就被认为发生了通货膨胀。

1.2数据平稳性检验时间序列的平稳性检验是计量经济分析的基本要求，只有变量满足平稳性要求时，结果才有效。目前普遍应用的方法为ADF单位根检验方法。对1996～2013年我国M2、CPI和GDP数据进行检验时发现，这些数据并不平稳，不能够直接地进行相关计量分析，会造成“伪回归”结果。因此，本文对相关数据采取对数形式，结果发现在二次差分序列情况下，LnGDP、LnM2、LnCPI在5%和1%的显著水平下显著，ADF检验表明这些数据是平稳的。具体结果如表1所示。从表2中可以看出，这些序列本身都为非平稳时间序列，而通过检验，它们的一阶差分和二阶差分序列是平稳的，于是我们采用处理非平稳变量的协整方法来研究。

1.3协整检验Johansen检验是基于回归系数的协整检验，是用于检验多个变量之间是否存在长期稳定关系的方法。通常采用迹统计量和最大特征值统计量检验的方法，检验结果表明，M2、CPI和GDP这三个变量在5%的显著水平上存在1个协整向量，即三者之间存在长期稳定关系。将误差项记为ECM，建立协整模型如下所示：(1)式(1)表明，长期中LnGDP、LnM2、LnCPI之间存在稳定的协整关系，M2增长1%，GDP增长0.7926%，M2对GDP的增长有促进效应，即长期来看，货币非中性。而CPI上涨1%，GDP下降1.5426%，CPI对GDP的增长有抑制效应。

1.4向量误差修正模型如前所述，通过对M2、CPI和GDP进行相应的检验可知，三者之间存在长期均衡关系，但是，这种长期关系是在短期动态过程中不断调整才得以维持的，任何一组有协整关系的变量都存在误差校正机制，因此，为研究三者之间的短期动态相关关系，我们需要在协整方程的基础上建立VEC模型。本文VEC模型的回归方程为：通过表3可以发现：第一，在D(M2)的自回归方程中，误差修正方程ECM在统计意义上是显著的，是货币供应量的格兰杰原因，表明各解释变量对货币供应量具有长期影响。第二，在D(CPI)的自回归方程中，误差修正方程ECM在统计意义上是显著的，是通货膨胀的格兰杰原因，但同时货币供应与经济增长都不是通货膨胀的格兰杰原因，也就是说短期内货币供应、经济与通货膨胀无关。第三，在D(GDP)的自回归方程中，误差修正方程ECM在统计意义上是显著的，是经济增长的格兰杰成因。

2实证结论与政策建议

2.1实证结论首先，基于以上ADF检验、协整分析，VEC模型分析我们可以看出M2、GDP、CPI之间存在长期稳定的关系，且M2对GDP有正方向的推动作用，CPI对GDP有反方向的抑制作用。说明货币供给对经济有影响，是经济增长的Granger原因。理论上政府只要按照M2与GDP之间的相关关系发行货币，就能使广大消费者对政府的货币政策保持信心，国家的宏观调控会更有效果，也有利于控制通货膨胀，促进经济发展。其次，基于实践来看，M2的数量很难为央行所控制，所以政府需要提升对M2的监管水平。深入调查研究，全面分析M2的现状，并结合我国宏观经济，不断修正货币政策的传导机制，客观考虑政策的滞后性影响，更好地加强宏观调控水平，促进经济发展。

2.2政策建议从GDP、M2和CPI之间的长期关系来说，它们三者之间存在长期稳定的均衡关系；从三者的短期关系来讲，它们之间存在动态调整机理，所以长期稳定的均衡关系可以通过误差修正项得以形成。从CPI和GDP增长之间的关系来看，短期内GDP增长与CPI无关，CPI对GDP增长具有正效应；长期来看GDP增长对CPI还是具有正效应，CPI对GDP增长具有负效应。目前我国货币投放量增速仍超过GDP增速，这会加剧国内原本就较为严峻的通胀形势，所以应当采取措施限制货币的供应，但是也要最大限度地消除紧缩的货币政策对于经济增长的负面效应。面对这“两难”的问题，我国政府在调控宏观经济时，应当谨慎作为，尽量平衡各方面关系，努力实现经济绿色稳定增长和物价稳定。

一、文献回顾

(一)便利收益相关研究Kaldor(1939)首次提出便利收益率的概念，它主要表示对存货持有者在不确定世界里从存货中得到利益的度量，衡量商品使用者感到拥有现货资产比仅持有期货合约更有好处的程度。Rout-ledge等(2000)拓展了理性预期的存储模型，并发现便利收益率和商品的存货数量相关。另外，已有研究表明便利收益率确实包含了相关商品的信息，如Pindyck(1993)构建理性框架下的商品定价模型发现便利收益率包含了商品基本面的所有信息。Knetsch(2007)基于仓储理论中的持有成本关系推导出边际便利收益，以它为变量通过定价模型来预测石油价格，并对布伦特原油进行了实证检验。实证结果表明在一个月到十一月的时段内，通过边际便利收益来预测远期石油价格比利用石油期货价格来预测效果更好。Stepanek等(2013)利用便利收益作为供给风险的指示器，发现便利收益可以很好地预测静态存货量和未来现货价格。Gospodinov和Ng(2013)构建了商品价格，便利收益率和通货膨胀关系的分析框架，发现便利收益和商品实际价格对通货膨胀率具有预测功能。国内关于便利收益的文献较少，主要集中于它的期权性质。综上所述，国内关于便利收益的研究基本集中于对便利收益率期权特性的实证分析，并未从便利收益所包含的商品基本面信息分析其对商品市场和宏观经济的影响。

(二)商品价格与通货膨胀关系研究国外大量研究表明商品期货市场具有国民经济预警器的功能，期货是现货市场走势和宏观经济运行的先行指标。Adams和Ichino(1995)的文章认为在理性预期条件下，当前的价格包含了所有可得信息，因此它可以预测未来的价格。Gorton和Rouwenhorst(2004)证明了商品期货收益率与通货膨胀具有正相关关系，投资商品可以保护市场参与者的实际购买力。Cheung(2009)检验了商品价格对7个主要工业化国家通货膨胀的预测能力，结果显示自20世纪90年代中期以来商品价格可以作为通货膨胀变化的显著信号。Browne和Cronin(2010)指出研究商品价格和通货膨胀之间的关系需要考虑货币总量的因素，认为商品价格的上涨会导致通货膨胀。国内也有关于期货市场与宏观经济的相关研究。比如，周勇(2006)运用经济学的基本分析框架，从微观和宏观两个角度系统分析期货市场对经济发展的促进作用，从理论上系统研究了期货市场与宏观经济之间的关系。当然也有部分实证研究，如曾秋根(2005)认为通货膨胀预期会引发商品指数基金大规模买入以原油为代表的一揽子大宗商品，从而导致价格大幅上涨，而商品价格上涨反过来又会增强通货膨胀预期，最终形成一种循环关系。李敬辉和范志勇(2005)利用世代交叠的理性预期随机动态一般均衡模型发现，通货膨胀率的波动改变了可储存商品的收益率，从而导致经济主体存货行为的改变，进而对大商品的价格产生影响。张树忠等(2006)计算了我国农产品期货价格指数，通过检验其与CPI的实证关系，论证了我国农产品期货价格指数对CPI的先行指示作用。部慧和汪寿阳(2010)通过研究商品期货与通货膨胀关系发现，我国商品期货具有显著的通胀保护功能。郑尊信和熊晓光(2012)基于上海期货交易所铜和铝期货的库存变化研究了货币政策与商品价格的动态关系。综上，目前关于商品价格与通货膨胀关系的研究，主要利用商品价格或收益率层研究商品价格变动对通货膨胀率等宏观经济变量的作用;其中一些文献也分析了通货膨胀对商品价格的逆向作用。但是，针对商品市场便利收益与宏观经济变量的研究相对欠缺，而能够反映商品市场供需情况的便利收益可能包含更多决定未来宏观经济变量走势的信息。本文从我国商品期货市场具有代表性的11个品种出发，研究商品市场的基本面因素对宏观经济的变量影响。本文借鉴Gospodinov和Ng(2013)对便利收益与商品价格关系的研究，并结合Fisher(1930)对资产名义收益率与通货膨胀率的关系分析，研究便利收益率对通货膨胀的预测功能，以期揭示大宗商品基本面信息对宏观经济运行的影响。

二、理论模型设计

(一)商品价格模型St和Ft，n分别表示时刻t的现货和距到期还有n时间的期货价格，rt，n表示时刻t到t+n的利率。定义Ft，n－St为期货与现货的基差。首先，根据期货存储模型，认为期货与现货的基差包含两部分内容，一部分为放弃借入现金买入现货的机会成本，另一部分即为持有现货的仓储成本等，即为便利收益(Ct，n)。

(二)通货膨胀与资产收益率根据Fisher(1930)可知，同种货币计价的资产预期名义收益率会收到通货膨胀的影响，而资产的实际收益率应该由资本的生产力等因素决定，与通货膨胀不相关。

(三)实证模型在上述分析的基础上，我们将利用便利收益率主成分分别对商品现货加权收益率、预期通货膨胀和非预期通货膨胀进行实证分析。具体模型如。

三、数据及变量

一、通货膨胀的原因

（一）需求拉动的通货膨胀

需求拉动的通货膨胀是指总需求过渡增长所引起的通货膨胀，即“太多的货币追逐太少的货物”，按照凯恩斯的解释，如果总需求上升到大于总供给的地步，此时，由于劳动和设备已经充分利用，因而要使产量再增加已经不可能，过渡的需求是能引起物价水平的普遍上升。

（二）成本推进的通货膨胀

成本或供给方面的原因形成的通货膨胀，即成本推进的通货膨胀又称为供给型通货膨胀，是由厂商生产成本增加而引起的一般价格总水平的上涨。造成成本向上移动的原因大致有：工资过渡上涨、利润过渡增加进口商品价格上涨。

（三）需求和成本混合推进的通货膨胀

在实际中，造成通货膨胀的原因并不是单一的，因各种原因同时推进的价格水平上涨，就是供求混合推进的通货膨胀。假设通货膨胀是由需求拉动开始的，即过渡的需求增加导致价格总水平上涨，价格总水平的上涨又成为工资上涨的理由，工资上涨又形成成本推进的通货膨胀。

（四）预期和通货膨胀惯性

国外对通货膨胀定标（IT）的理论研究基本可划分为三个阶段：从20世纪80年代末到90年代中期为第一阶段；从20世纪90年代中期到21世纪初期为第二阶段；从2l世纪初到目前止为第三阶段。本文将分别对这三个阶段及我国目前对IT的理论研究情况等进行综述。

一、第一阶段：IT理论的初步形成

在这一阶段，实行IT的国家有新西兰、智利、加拿大、以色列、英国、瑞典、澳大利亚、芬兰、西班牙等9个。由于在实践上IT刚刚兴起，因此理论上对它的研究并不是很多，总的说来，在这一阶段，IT的理论包括基本的概念和技术都不成熟，甚至对通货膨胀目标(inflationtarget)和通货膨胀定标(inflationtargeting)这两个最基本的概念都不加区分。

1.《1989新西兰储备银行法》和《政策目标协议(PTA)1990—03》无疑是IT最重要的文献，两者基本奠定了IT的总体结构框架。

(1)《1989新西兰储备银行法》第8—15条、49条、53条对中央银行目标、独立、责任、透明等方面进行了明确规定，第16—24条规定了新西兰储备银行在汇率政策上的处置权限。该法成为其他国家在修订中央银行法时认真研究和借鉴的主要文献。

(2)根据《1989新西兰储备银行法》，财政部长和储备银行行长签订的关于货币政策目标的合同也被称为政策目标协议(简称PTA)。1990年3月的PTA又简称PTA(1990-03)。PTA(1990一03)规定价格稳定的具体目标是到1992年底，通货膨胀率达到0-2％。在货币政策的历史上，PTA(1990-03)是一个具有划时代的协议，标志着IT这一货币政策框架的诞生。

2.由于IT在9个国家相继得以实施，因此理论界出现了介绍这些国家实施IT情况的文献，这些文献集中反映在由Leiderman和Svensson(1995)编著的《通货膨胀目标》和Haldane(1995)编著的《钉住通货膨胀》这两本书中。尤其是后者，实际上是1995年英格兰银行举办的有关IT理论研讨会的综述与总结。有关内容包括：IT的目标和信息以及IT的技术问题等。

由于IT实施的时间不长，这一阶段很少有学者对IT的效果进行实证评估。Ammner和Freeman(1995)与Freeman和willis(1995)最先用VAR模型对IT的效果进行了实证研究。他们发现：在新西兰、加拿大和英国，通货膨胀下降得比预计的要显著，表明IT是有效的，但IT的反通货膨胀成本比较模糊；IT增加了货币政策的可信度(长期利率下降)，但这种效应似乎并不长久。

一、马克思关于通货膨胀的货币论范式

在传统政治经济学要义中，马克思的通货膨胀理论的货币分析范式基础是货币流通理论。随着商品经济的发展，货币在经历了简单或偶然价值形式———总和或扩大价值形式———一般价值形式———货币这一演化历程之后，开始以正式身份进入商品流通领域，执行价值尺度、流通手段、储藏手段、支付手段等职能。货币流通以商品流通为基础，有着其围绕商品流通实际需求的流通规律。纸币作为价值符号而代表金属货币执行流通手段之后，在金属货币流通规律基础上，其发行量应限于它所代表的金银的实际流通数量。在政治经济学意义上，如果纸币的发行量超过了商品流通中所需要的货币量，就会引起纸币贬值、物价上涨。据此，马克思认为，所谓通货膨胀，就是由于纸币发行量超过商品流通中所需要的金属货币量所引起的纸币贬值、物价上涨的现象。“货币贮藏的蓄水池，对于流通中的货币来说，既是排水渠，又是引水渠;因此，货币永远不会溢出它的流通的渠道”［1］154。长期以来，研究马克思主义经济学的学者绝大多数都从货币流通的视角来研究传统政治经济学视域下的通货膨胀，仅有少数学者从马克思价值理论的角度来审视通货膨胀，但仅是分散在一些论文中的部分段落之中，并未形成体系，更谈不上研究范式。在现代经济学中，通货膨胀作为一种“一般物价水平持续地、显著地上涨”，其本身是一个涵盖商品和货币的二维量:商品自身价格上涨和货币相对价格下降。单一地从货币自身价值视域来审视通货膨胀这一范畴，未免导致一种一维化倾向，不符合马克思主义注重整体性的逻辑，而且也难以深刻地批判资本主义生产方式的剥削性。因此，整理和归纳马克思价值理论中与通货膨胀具有密切理论脉络的部分，并最终形成一种范式的导向，对于马克思主义经济学在当代的新发展有着十分重要的意义。

二、马克思关于通货膨胀的价值论范式

关于价值的决定问题是马克思主义经济学与西方主流经济学的一个重大分歧。马克思的劳动价值论认为，商品的价值量由生产商品的社会必要劳动时间决定，价值规律又进一步阐明了商品的交换依据商品的价值实行等价交换。价值的结构是c+v+m(c为已经消耗并转移到新产品中去的生产资料价值，v为工人必要劳动创造的价值，m为工人剩余劳动创造的剩余价值)。在这个结构中，c+v为成本价格，即企业用于生产资料和劳动力等生产要素的资金消耗，m表现为利润p。价值结构决定了价格结构，p=k+l+s，其中k、l、s分别代表资本、劳动、土地等要素贡献者的收入，即融资成本、劳动力成本、土地成本等。从政治经济学逻辑上看，价值是价格的基础，价格是价值的货币表现形式，因此，马克思主义政治经济学关于通货膨胀的价值论分析必然要经历一个由价值到价格的抽象推导脉络，也必然要经历一个由价值结构到价格结构的具体分析过程。在探讨这个问题之前，应首先明确最为重要的一点，即马克思主义政治经济学中的价格分析与宏观经济学中“通货膨胀”的价格是否对应的问题。众所周知，西方微观经济学中的“价格”是单一产品或要素市场供求均衡所形成的均衡价格，与西方宏观经济学中社会总需求与社会总供给形成的全社会总体均衡价格水平并不对应。而马克思主义政治经济学中，价值作为由抽象劳动创造、由最具一般性的社会必要劳动时间形成的范畴，具有高度的抽象性、一般性，作为其表现形式的价格亦具有高度的抽象性、一般性。宏观经济学中的“通货膨胀”，即“一般价格水平的显著持续上涨”，这个“一般价格水平”是各类商品和劳务的价格加总的平均数性质的物价指数，具有高度的代表性、抽象性和一般性。由马克思主义政治经济学视域下的“价值”及其表现形式“价格”这个最具一般意义的范畴去推断“一般物价水平”这另一个具有一般意义的范畴，较之单一市场价格推断总体市场价格而言，具有逻辑上的自洽性。而从市场价值的角度审视，马克思认为，“市场价值，一方面，应看作一个部门所生产的商品的平均价值;另一方面，又应看作是在这个部门的平均条件下生产的，构成该部门的产品的很大数量的那种商品的个别价值”［2］，即市场价值是由平均生产条件下生产的商品的个别价值决定。这里，市场价值与价值在本质上是一致的，把各种生产条件下的产品生产量作为权数而考虑进去。英国经济学家鲍尔认为，在通货膨胀问题上，“我们应当将一般价格水平看作某种平均价格，并考虑它囊括了哪些价格，这些价格如何加总……一般价格水平需要反映多种价格的行为，而且我们还必须将这些价格进行某种形式的加总。各种价格的重要程度并不相同，因此，通常有必要将一般价格水平表示成各种价格的加权平均值，这样每种价格的变动对整体的贡献就与其重要程度对应起来。”［3］在概念界定上明确了之后，可以展开进一步的分析。

1．价值结构分析。(1)劳动力价值分析。作为一种特殊商品，劳动力价值是由生产和再生产劳动力所耗费的社会必要劳动时间决定的，由于劳动力是劳动者活的劳动能力，所以生产和再生产劳动力所需要的社会必要劳动时间可以还原为生产满足劳动者生存的生活资料所需要的社会必要时间。马克思在《资本论》中认为，构成劳动力价值的内容主要有三项:一是维持劳动者本人所需的生活资料价值;二是维持劳动者家庭所需的生活资料的价值;三是为使劳动力获得一定的技能所需的教育和培训的费用。劳动力的使用价值就是劳动过程，以上是劳动力价值变化的基础。社会必要劳动时间是导致劳动力价值变化的条件，它不是固定不变的，而是随各个部门劳动生产率变化而变化的。因此，只有生产劳动力所必需的生活资料的价值变化了，劳动力价值才会变化;而要使这些生活资料价值降低，只有提高生产这些生活资料的生产部门的劳动生产率。从现代产业部门发展来看，随着科技的进步和分工的专业化，生产“生活资料”的部门的劳动生产率，在总体上保持着不断提高的趋势。这意味着一定劳动时间内生产的生活资料使用价值量越来越多，但所形成的价值总量却不变，从而平均物化到单位生活资料消费品中的劳动量就越少，单位生活资料消费品中的价值量就越小。因此，从以上分析来看，随着经济形态的演进和科技革命的深入，在技术创新、分工合理化、产业结构优化等因素作用下，决定劳动力价值的“生活资料”消费品的价值量是不断减少的。价格作为价值的货币表现形式，如果按照传统政治经济学理论中二者同向变化的论断，则价格应该越来越低，若按此规律则通货膨胀不会发生，而事实是“生活资料”消费品的价格在不断地提高，这意味着，价格与价值虽然是表现形式与内在实质之间的关系，但也会出现背离。这种“背离”，绝不是一种割裂的关系，而是在外生因素作用下的变化趋势的一种偏差。(2)转移价值分析。与劳动力价值不同，这部分价值主要是指消耗并转移到新的产品中的生产资料价值，与劳动力价值一起构成新产品的成本范畴，是新产品成本的重要组成部分。由于生产资料是生产中使用的劳动资料和劳动对象的总和，所以涵盖的范围很广，具体包括土地、矿藏、机器设备、原材料等等。这种“生产资料”的生产部门，即马克思所论述的第I部类，即中间产品的生产行业，在现实中主要包括装备制造业、采矿业、能源行业及部分房地产行业，如前所述，劳动价值理论同样适用于对生产资料的价值分析。在经济分工全球化、资源配置国际化的背景下，生产资料的生产部门的先进技术已不能被发达国家所垄断，技术流动速度与创新速度较之以往大为加快，世界范围内生产资料的生产部门劳动生产率得到了极大提高。劳动生产率的提高，降低了单位生产资料新产品中的社会必要劳动时间，从而降低了单位生产资料新产品的价值量。与劳动力价值相似的是，作为价值表现形式的生产资料新产品价格，未能随价值的降低而同步趋于降低，反而呈现外生因素作用下不断升高的趋势。因此，从整体趋势下的生产资料总体价值量来看，其随着部门劳动生产率的提高而呈现不断下降的趋势，则在生产生活资料过程中转移到产品中的价值量亦随之减少，产品中属生产资料转移而来的价值量亦呈不断减少的趋势。

2．价格结构分析。劳动力价格理论是马克思工资理论的起点。马克思对待工资与他对待价值、价格、剩余价值、利润等范畴一样，均采用“质”与“量”的双重分析。“质”的分析是为了说明工资现象的本质，“量”的分析是为了说明工资形式的运动规律。马克思在《资本论》第一卷第六章中系统地分析了工资的“质”，认为工资是劳动力价值或价格的转化形式，并在形式和现象上错误地表现为劳动本身的价值或价格。马克思指出，工资的这种歪曲的表现形式对于资本主义生产方式“具有决定性意义”，掩盖了真实的资本主义生产关系，成为西方经济学的辩护措辞。马克思论述的“工资”不是个体工资水平，而是一般意义上的抽象的劳动力价格范畴，符合通货膨胀的界定要求。作为劳动力价值或价格的表现形式，工资亦受生活资料价格的影响，按照《资本论》所指出的构成劳动力价值的三项内容，其价格的变化直接导致了劳动力价格———工资的变化。无论是维持劳动者本人所需的生活资料价格，还是维持劳动者家庭所需的生活资料价格，以及劳动力获得技能的教育培训费用，均发生了较大幅度上涨。这种上涨体现了资源稀缺性引发的生活资料消费品供求关系变化，可以视为一个外生的冲击。从现实来看，技术创新发展、劳动生产率提高虽然降低了生活资料中日用消费品的价值量，但人力资本投资层面的行为引致了教育培训等费用的大幅提高，从而直接大幅提高了劳动力价格。因此，对于创造“劳动力价值”的生活资料范畴而言，外生供求冲击下的日用消费品价格上涨和内生人力资本投资驱动下的教育培训费用上涨，导致了劳动力价格的上涨预期，加之劳动力供求关系的影响，构成了劳动力价格———工资的上涨机制。价格是价值的表现，但价值规律并不要求价格在任何个别场合都必须与价值相符或一致。价格围绕价值这个中心波动或上下偏离是常态，而供求机制是决定价格围绕价值中心波动的调节因素。马克思以此对价格波动的论述亦道出了劳动力价格———工资随劳动力市场供求关系变化而围绕价值上下波动的基本逻辑。在这方面，马克思在其关于资本积累理论中有过重要论述。从价值形态看，不变资本与可变资本的比例关系即资本的价值构成，并反映着资本有机构成的高低。资本主义积累过程中，价值规律作用下，资本家为获得更多剩余价值和应付激烈的市场竞争，不得不以扩大机器设备投入来提高劳动生产率，资本有机构成不断提高，与之对应，劳动力投入比例则相对减少，意味着资本对劳动力需求不断减少，这一资本过程中既对劳动力需求相对减少，又出现了劳动力对资本的供给绝对增加的趋势，其结果必然在资本主义社会中的物质生产部门出现大量的、相对于资本需求而言的相对过剩人口。这形成了资本主义生产方式下“现役劳动大军”之外的“产业后备军”，马克思认为这是一个“雇佣工人工资水平大幅降低，处于社会的较低工资水平甚至贫困线以下，阶级中的贫苦阶层”，深刻地揭示了资本主义积累增长导致的社会贫富阶级分化。这是马克思本人在《资本论》中通过供求关系变化分析价格围绕价值波动尤其是劳动力价格———工资波动的部分，揭示了资本主义社会工资率下降的趋势。

单纯意义上的工资水平下降绝不会引发通货膨胀。资本主义生产方式下工人的工资率还包括上升的趋势。这其中包括两个方面，宏观层面上经济周期的变化，以及工人自身进行人力资本投资的结果。随着资本主义经历危机、萧条、复苏、繁荣的周期循环，产业后备军的规模也相应地收缩和膨胀。在繁荣时期，产业后备军的规模相对收缩，工资水平上升;而在传统意义上的危机时期，由于生产相对过剩，产业后备军相对膨胀，工资水平下降。在整个经济周期长度内，工资水平则与劳动力价值相适应，并围绕劳动力价值波动。这就是服从价值规律和资本积累规律的资本主义工资运动规律。战后，世界经济经历了一个波动中增长的总体态势，主要发达国家、新兴发展中国家都经历了黄金增长期和低迷趋缓期。在资本主义国家的经济繁荣期，失业率下降，工资水平上升，产业后备军规模和贫困人口大幅减少;而在经济萧条期，由于工资黏性的作用，虽然产业后备军的规模仍在扩大，但工资不随有效需求的减少而下降，甚至出现了高工资与高失业率并存的现象。这说明了资本积累过程中存在高工资率不随产业后备军规模变化而趋于上升、导致通货膨胀的内在逻辑。

从另一个角度来看，在现代经济增长过程中，劳动力已不再是简单的成本要素，而是提升为复杂的劳动投资，知识积累已成为经济增长的重要驱动力。其主要作用在于:一般知识可以使全社会获得规模经济效益，而专业化知识会给个别厂商带来超额利润，这体现在生产中的一般知识上，现为劳动者劳动技能的人力资本。通过正规和非正规的教育培训可以形成专业化的、特殊的、表现为劳动者劳动技能的人力资本，区别于原始劳动的人力成本。这一过程区别于以往劳动力价值形成过程中的技术操作学习的简单劳动，是一种对于专业化知识的投资积累的复杂劳动。这种以复杂劳动为本质内涵的投资在实质上类似于西方经济学中的“人力资本投资”，其不仅因更为复杂的抽象劳动增加而直接提升了劳动力价值，也因复杂劳动投资于劳动力各项费用支出增加而直接提高了劳动力价格，这亦是一个抽象的、一般性的价格水平提高的过程。众所周知，“二战”后，发达资本主义世界经历了一个黄金增长期，西方马克思主义的重要流派———调节学派认为，在“黄金年代”中形成了一种“增长的良性循环”，即以大批量生产的规模经济为基础的生产率增长，与生产率增长相联系的工资收入增长，以及由工资增长带来的大规模需求的增长，用于改进大批量设备的投资以及生产率的进一步增长等等。这种与生产率相伴生的工资增长正是得益于复杂劳动投资引致的劳动力价格提高。这种劳动力价格的提高是造成通货膨胀的重要诱因。综合来看，由价值结构到价格结构的分析是马克思关于通货膨胀的价值论范式的基本脉络，价值结构的变化未必会和价格结构的变化趋势相一致，本文的前述分析中就体现出二者的相反的变化趋势。但从一种理论范式形成的角度来看，价值结构———价格结构的分析主线和逻辑脉络无疑将会丰富国内外学术界关于通货膨胀的理论研究，形成马克思主义经济学的新的关于通货膨胀相关理论，进而推动当代马克思主义新的发展。

一、多维BQ分解的困难

虽然二维var模型的BQ分解是充分可识别的，但这并不表明多维BQ分解也一定是充分可解的。设形如(1)式的n维var模型，其Xt=(ytπtz3t…znt)''''n×1，ytπt的含义不变，z3t…znt代表其余的n-2个变量。残差et=(e1t…ent)''''。那么var模型的移动平均式其中，εt=(ε1tε2tε3t…εnt)''''，ε1tε2t的含义与前文相同，ε3t…εnt分别代表各种冲击，如政府购买、国外需求冲击、金融风暴、旱灾、地震、猪肉价格暴涨、太阳黑子等等。且方差标准化为1。其对各个变量的长期影响效应需根据相应的经济理论一一判断。其中d(0)和d(k)皆为n阶方阵，且有n2个未知元素待解。然而n维var模型残差的∑由于对称性只能提供n(n+1)/2个有效方程，因此至少需要BQ分解为其提供n(n-1)/2个条件，例如，根据经济理论得：所以，对于n2个未知数，恰好有n(n+1)/2+n(n-1)/2=n2个方程。然而这不能保证一定可解，且存在有意义的实数解。因为对于n个未知数，n个含未知数的方程并不是其有解的充分条件。当然若n个含未知数的方程都是一次线性的，其必然有解，要么为0解，要么唯一解，要么有无穷多解。但是由方差协方差矩阵所提供n(n+1)/2个方程都是二次的，而BQ分解所提供n(n-1)/2个却是一次的，显然我们不能绝对地说其一定无解，但也不能说其一定有解。若能恰好解出实数解的，那一定非常幸运。文章后面实证部分所用的四维var模型的BQ分解，16个未知数，有10个二次方程和6个一次方程，然而，即便采用MATLAB软件也无法求解的。这正是多维BQ分解的困难所在，乃是由其自身的结构性矛盾所决定的。对于多维BQ分解的困难，在以往的文献研究中很少有关注。但吴锦顺(2013)的研究明确表明，其在BQ分解的基础上引用了Cholesky分解来求解其中的各元素。这很可能是其在实际的研究中遇到了多维BQ分解的困难，所以才增加Cholesky分解来辅助求解。但关键问题是可不可以在BQ分解的基础上引用Cholesky分解呢？

二、BQ分解与Cholesky分解的矛盾

Cholesky分解与BQ分解的作用一样，是用于识别(1)式var模型的结构式模型而假设的识别条件。只是Cholesky分解与BQ分解的具体含义不同而已。这个假设表明ε1t在当期对yt有一个影响效应，同时又通过b21的间接效应对πt也有一个当期的影响效应。而ε2t对πt有一个当期的影响效应，但yt对却没有间接的影响效应，因为Cholesky分解假设：b12=0。这实质上是不同于BQ分解的。BQ分解所假设的是ε2t对yt的长期影响效应为0，而不是假设ε2t对yt的当期效应为0。所以两者有本质上的区别。以上是用最简单的二维模型的情况来证明的。将其推广至多维模型需要一些技巧。证明的关键在于把Cholesky分解与BQ分解条件联系起来，表明它们的矛盾冲突。上面证明的思路是在BQ分解的基础上引入Cholesky分解，但是在n维模型的情况下，由于B-1矩阵不能像二维时可以很容易的求解出来，所以要把思路转变为在Cholesky分解的基础上引入BQ分解。因为Cholesky分解条件最终所形成的B矩阵是一个上三角矩阵，所以B-1也是一个上三角矩阵。然后把货币供给冲击ε2t排列到εt最后的位置，再进行(12)到(14)式的步骤即可证明。既然Cholesky分解不能被用于解决多维BQ分解无法求解的困难，那么，当我们在实践中遇到这个困难时，当如何解决呢？之所以在BQ分解的基础上要引入Cholesky分解，这很可能是由于在核心通货膨胀的研究中遇到了多维BQ分解无法求解的困难，所以才盲目地引入Cholesky分解来辅助求解。只是不知两者是冲突的，不能同时使用。而人们之所以一定要采用BQ分解而不是采用Cholesky分解，就是因为BQ分解是根据经济理论而假设的。菲利普斯曲线认为货币对产出的长期效应是呈中性的，而对通货膨胀却是主要的动因。因此，当把核心通货膨胀的概念定义为产出中性的通货膨胀时，(5)式所代表的BQ分解的条件就是这种趋势分解方法关键的核心。所以引入Cholesky分解而造成的BQ分解的失效是完全不可接受的。

三、校准：一个简便而有效的方法

并不是所有的多维BQ分解都能幸运的解出实数解，那么当遇到多维BQ分解无法求解的困难时，应该怎么解决呢？校准是一个简便而有效的方法。校准本是为DSGE模型结构性参数估值的通用方法。文章破例将其用于多维BQ分解的应用中来解决其无法正常求解的难题。当然所校准的未知数个数不宜太多，主要是由于：一是并非所有的求知数都可以被近似地校准为某个弹性；二是用所校准的估值毕竟存在着一定的误差，因此应当尽量减少校准的个数，在必要的几个校准估值的基础上，结合BQ分解条件和其余的有效方程，能顺利地解出d(0)有意义的实数解即可。综合上述分析可知，其研究选用的仿值，既可以查阅各种有关弹性的文献研究，比较并选择一个最合理的结果作为校准的估值；也可以采用文献研究所使用的方法，亲自用更新的数据重新估计而得。这种方法虽然繁琐，但比较精确。最终采用哪个方法可以根据个人的研究与目的而定。

四、实证分析与检验

文章采用四维var模型来验证多维BQ分解的困难，并检验校准的方法在求解这个难题以及在核心通货膨胀的研究中的可行性。模型所用的数据皆来自中国国家统计局数据库和中国人民银行网站。其中yt是2002年1季度~2014年2季度的GDP的数据经对数、除季节性趋势和时间趋势调整后的序列（产出序列与CPI指数，利率和汇率序列存在着协整关系。而构成的var模型的变量之间要求不能存在着协整关系，否则模型不平稳，估值不准。简单的处理序列是不能除去他们之间的协整关系的。），再差分并扩大100倍的序列。πt是同期CPI的月度同比数据，经季度调整后，再对数、差分并扩大100倍的数据。rt是同期全国银行间同业拆借3个月（或90天）加权平均利率的月度数据，经季度调整、再经CPI调整并差分后的序列。ext是一美元折合人民币（平均数）的月度数据经季度、CPI调整后再差分并扩大10倍后的序列。假设它们均受到来自四个方面的随机冲击的影响，即分别是来自供给方面全要素生产率或相对劳力生产力冲击ε1，来自需求方面的货币供给或实际货币余额冲击ε2，以及来自国际的进出口贸易冲击ε3和某种随机冲击ε4。经检验，yt、πt、rt、ext皆平稳，构建形如(1)式的四维var模型。经过AIC和SBIC检验表明，其最佳滞后除数为1阶。用Stata软件估计，稳定性检验表明所有单位根皆在单位圆内，因此所构建的四维var模型稳定，存在唯一移动平均表达式。实践表明，采用文章的数据所构建的四维var模型的BQ分解，MATLAB软件也是无法求解的。因此我们采用校准的方法来辅助求解。通过查阅相关的文献，我国M2的货币需求的收入弹性在1.139（王亚琦，2012）到1.66（汪红驹，2002）之间，研究取易行键(2006)的研究结果为1.3，所以d12(0)＝0.77。对于全要素生产率所代表的技术进步对产出的贡献，文献研究存在着巨大的差异，肖志兴(2012)认为技术进步对产出的弹性仅为0.038。而龚曙明(2010)认为，2001－2007年技术进步的平均贡献率为58.04%，权衡各个方面，我们采用苗敬毅(2008)的结果，其用半参数模型测得技术进步的贡献率为0.1739。所以文章将校准定为0.17。马树才等(2009)以现代实际汇率决定模型实证分析了我国人民币实际汇率的决定。其结果表明，相对劳动生产率进步对人民币汇率的即期效应为-1.65，货币实际余额对实际汇率的即期效应为0.75。所以文章的校准d41(0)＝-1.65，d42(0)＝0.75。曹阳(2004)实证研究了我国实际汇率波动对进口贸易的影响效应为-1.478，因此文章的校准d43(0)＝-0.68。文中的分析一共校准了5个参数，在此基础上，其余的未知数皆可顺利地解得。所以d(0)可知，εt和d(k)也既可求得。因此，核心通货膨胀可得。表1比较了通货膨胀πt与按校准方法获得的核心通货膨胀πtcore的数字特征。核心通货膨胀的均值和标准差小于实际通货膨胀的均值和标准差，这说明了核心通货膨胀的波动性比较小。直观上符合实践对它的要求。并且两者的相关系数为0.86，高度相关，其p值为0，非常显著。

一、通货膨胀对可折旧资产的负面影响

通货膨胀对企业的直接影响往往是负面的，其影响表现在可折旧资产上便更为直观。可折旧资产主要是指固定资产。固定资产通常使用年限较长，在使用过程中，随着使用年限的增加，仍能保持其原有的实物形态，其价值逐渐通过对固定资产计提折旧转移到成本费用中去。通过固定资产折旧，刺激和保证了在一定的期限内，固定资产在实物形态上得到更新和在价值（货币）形态上得到补偿。折旧使固定资产得以更新，维持企业的再生产能力。中国现行会计制度规定，固定资产是以购置时的原始成本为计量依据的，因此，在通货膨胀的条件下，尽管物价上涨，但企业仍是按购置时的原始成本，将可折旧额平均摊入成本费用中去，固定资产的价值显然不能从成本使用中得到足够补偿。从固定资产的整个使用期间来看，固定资产使用前期所确定的折旧额虽然与实际折旧额基本上保持一致，但是在固定资产使用的后期，由于受到通货膨胀的影响，仍按原有的折旧额进行折旧，其价值就不能从成本费用中得到足够的补偿。企业因此少计提折旧，最终导致低计了费用，使得企业的利润虚增，多纳了所得税，企业税后净利润减少，股东享有的分配权益减少，并且直接影响了企业的继续再生产的能力。另一方面，由于通货膨胀物价上升带来实物资本的上升，固定资产的账面价值和预计净残值相对被低估，固定资产的账面价值不能反映固定资产的真实价值,账面价值的可用度和可信度极大地降低，不能正确反映真实的财务信息。进而，当企业面临银行资产评估或是合作伙伴的资产考察时，企业的帐面资产将远远不能反映其真实的经济实力。因此，企业的外部会计信息使用者很有可能由于财务报表数据的缺陷而做出错误的决策，造成经济损失[2]。

、资产折旧时应对通货膨胀的措施

目前大多数企业资产折旧采用的都是平均年限法。这种方法优点很多，但正如上文所探讨的，在通货膨胀时期有两个明显的缺点，其一是不能调整因通货膨胀引起的币值上升对企业经营产生的影响。平均年限法的计算方法，只是将固定资产原始账面价格除以预计可使用年限，每年分摊的折旧额是固定不变的，即使在通货膨胀时期，企业也无法增加折旧额。其二是财务报表远不能反映企业真实的经营情况[3]。采用年限法计算的折旧额因为不能体现出物价上涨对固定资产的影响，因此不能准确反映其实时价值。而通过每年的折旧额计算出的利润、所得税甚至股利分配的金额都是相对不准确的，这就影响了资产负债表和利润表，削弱了财务报表的真实性和可靠性，企业管理层依据财务报表进行的一系列的投资、筹资等活动可能会出现不同程度的失误，甚至可能导致决策错误，影响企业的前景。

（一）引入宏观经济通胀率计算资产折旧资产折旧的主要目的就是为了补偿企业购置可折旧资产的原始成本。那么，真实的折旧就应该如实反映宏观经济的通货膨胀率。以现行税法要求企业采用的直线法计算资产折旧为例，年折旧率=（1-残值率）/预计使用年限，在引入宏观经济膨胀率后，计算公式应相应作出调整改变。对一些通货膨胀率高的可折旧性资产，应当综合考虑相关因素。另外，在引入通货膨胀率时，还应当充分考虑到地区经济发展不平衡的现状，考虑到各行业资产利润率的悬殊差距，分地区、分行业制订不同的折旧率。将资产折旧带来的税收实惠向中西部发展地区倾斜，向朝阳产业倾斜，向公益性低利润产业倾斜，用好资产折旧这根经济杆杠[4]。由于通货膨胀率一定是个动态的变率，建议取一定阶段的平均值纳入考虑。

（二）以重置成本取代原始成本进行折旧不少学者曾探讨提出以重置成本代替原始购置成本进行折旧，其实不无道理。会计学和金融学上也都强调了货币的时间价值。通货膨胀和货币的时间价值并不矛盾，通货膨胀在一定程度上助推了货币的时间价值。因此，在通货膨胀时期，应对企业的资产进行重估，并以重估价值入帐，调整计算出固定资产的应当折旧额，以此为依据，计入费用，进行纳税。以重置成本取代原始成本进行折旧，使固定资产的消耗更接近于实际的消耗，笔者认为相当于是考虑了资金的时间价值。这就保证信息的真实性与准确性，保证累计折旧在固定资产报废时，能重置原来的生产能力，保证固定资产的更新速度。

（三）提取固定资产通货膨胀准备不论通货膨胀以何种数率存在，它都是无法避免的社会经济现象。面对这个长期性经济问题，政府可以考虑允许企业采用提取固定资产涨价补偿准备，以此避免进行资产重估带来的成本过高、工作量过大的实际问题[5]。与企业坏帐准备，存货跌价准备各类“准备”科目相类似，可以通过设置一个固定资产通货膨胀准备科目，重估固定资产在通货膨胀后的折旧额。与原折旧额相比，提取通货膨胀后新增折旧额，纳入“固定资产通货膨胀准备”科目管理，允许企业税前扣除，既可鼓励企业加快设备更新换代，提高产值产量。同时又能够真实反映企业资产的实际面貌，为企业内部和外部会计信息使用者提供贴近真实的数据，帮助做出正确判断。对企业本身来说，企业账面的资产负债率提高，增强了资金利润率，信用筹资将会相对容易，筹资成本也相对降低。

（四）缩短可折旧资产的使用寿命目前，中国税法简单地将可折旧资产进行分类，并分别规定了最低折旧年限，这有利于会计信息的可比性，也维护了法律法规的公正性[2]。但从另一角度来看，其并未考虑到不同经济时期，宏观经济对资产价格的影响，过于一刀切。在通货膨胀严重的局势，为了消除通货膨胀对资产折价的抵消影响，应当打破税法，允许资产在较短的时期内进行折旧，通过缩短折旧年限的方式，间接提高对企业的补偿。以房屋建筑物为例，当前中国税法规定的最低折旧年限为20年。在通货膨胀的经济局面下，可以适当缩短折旧年限，让企业在较短的年限内，通过获得较多的折旧额补偿经营费用。