财政政策､货币政策治理通货膨胀的效应如何,是宏观经济学的热点问题之一｡弗里德曼认为,通货膨胀只是一个货币现象,有研究证实价格变动与货币供应密切相关,片面地认为只有货币政策有效｡罗伯特•狄夫纳,汤马斯•斯达克与赫伯特•泰勒(1996)实证研究和估计了货币政策如何影响通货膨胀和收入增长的长期关系｡但是货币主义通货膨胀决定理论存在局限性(龚六堂,2002),财政支出与通货膨胀存在联系,财政政策治理通货膨胀也是有效的｡
经济学家们一般都认为,赤字财政政策是通货膨胀特别是高通货膨胀和恶性通货膨胀形成的原因｡通过创造过度总需求,不断发生的财政赤字导致了通货膨胀,如ThomasSargent｡新古典经济学的理论认为,央行不将赤字货币化的条件下,赤字仍然可能引发通货膨胀｡米勒(1983)的实证研究发现,财政政策实行与通货膨胀之间存在弱联系｡
但在实际运用中,更多的结论是关于货币政策与财政政策同时对通货膨胀的有效性,达雷特(1985)发现货币供给和赤字都显著影响通货膨胀,但财政政策中赤字与通货膨胀的关系比货币供给更可靠;哈姆雷特(1981)等发现一些证据证实赤字与通货膨胀和货币供给存在联系｡SadanandaPrusty协整分析的结果表明,1960—1961年与1990—1991年期间印度各州政府的财政货币政策有效影响价格水平｡多年来由于缺乏资金和发展中国家发展经济的需要,印度中央政府一直实行赤字财政的政策｡由此导致居民需求加大,而供给的增长比例小于需求的增长幅度,从而导致通货膨胀｡
印度在1991年改革之后,开始控制财政赤字,同时实行较为宽松的货币政策,使得通货膨胀有了明显好转,1993—2000年均通货膨胀率是7.1%,2000—2004年均通货膨胀率为4.32%,成为一个亮点｡通过研究印度通货膨胀与财政政策和货币政策因素之间的协整关系,建立误差修正模型(ECM),检验1994年到2004年印度财政货币政策应对通货膨胀的有效性,同时进一步进行格兰杰因果检验,以具体分析通货膨胀与财政政策､货币政策的具体因子之间是否存在因果关系,为具有相同国情的中国实施恰当的财政货币政策有效治理通货膨胀问题提供借鉴支持｡
二､模型分析
英国经济学家克莱夫•格兰杰20世纪80年代提出的协整(co-integration)理论发现,把两个或两个以上非平稳的时间序列进行特殊组合后可能呈现出平稳性｡大多数经济总量的时间序列是非平稳的,协整理论是处理非平稳时间序列间协整关系的有效方法｡
格兰杰在协整概念的基础上,进一步提出了格兰杰协整定理,解决协整与误差修正模型之间的关系问题｡这个定理证明了协整概念与误差修正模型之间存在的必然联系,协整关系的一种必然的等价表达形式就是误差修正模型(ECM)｡如果非平稳变量之间存在协整关系,那么必然可以建立误差修正模型;而如果非平稳变量可以建立误差修正模型,那么该变量之间必然存在着协整关系｡格兰杰因果检验则是直接对两个变量的因果关系做出判断的重要方法｡
财政政策包括财政收入政策和财政支出政策,选取财政赤字(FD)分析财政政策效应｡货币政策通过货币供应量的三个层次流通中现金M0､狭义货币M1､广义货币M2､更广义货币M3为货币政策的代表衡量货币政策效应｡通货膨胀水平使用批发物价指数(WPI)来衡量｡
三､数据与实证结果
1.样本数据的选取
选取印度物价消费指数(WPI)､流通中现金(M0)､狭义货币(M1)､广义货币(M2)､更广义货币(M3)､财政赤字(FD)时间序列,取自然对数变换数列为LNCPI､LNGE､LNM0､LNM1､LNM2､LNM2｡采用月度时间序列,样本期间从1994年4月至2004年3月,共132个样本｡数据来源于印度储备银行:HandbookofStatisticsonIndianEconomy｡
2.ADF单位根检验
进行协整检验和Granger因果检验要求时间序列具有相同的单整阶数,首先对这些序列进行单位根检验｡根据检验结果可知,LNCPI､LNM0､LNM1､LNM2､LNM3选择含有常数项和时间趋势项的模型中,均为I(1),而LNFD在不含有常数项和都含有常数项和时间趋势项的模型中为I(1)｡总体而言,6个变量均含有单根,必须差分之后才能平稳｡因此,所列的6个变量在水平值上都是非平稳的｡如果继续对这6个序列的1阶差分进行单位根检验,可以发现这6个变量都是差分平稳的｡
3.协整检验､协整分析与向量误差修正模型VECM
通过单位根检验得知指数序列都是I(1)过程,可以对指数序列进行Johansen协整检验｡选择4阶滞后就能很好地满足检验要求,同时建立了ECM模型｡
轨迹检定(tracetest)中,在R=0时,轨迹统计量123.9478､大于5%显著水平,拒绝5%水平下虚无假设｡而后在R≤1的情况下,轨迹统计量小于5%显著水平,所以在轨迹检定下变量之间存在1个共整合向量｡
接下来得到标准化协整系数的协整关系估计:
LNICPI=0.32LNFD-2.31LNM0+0.54LNM1+2.73LNM2-0.9LNM3+vecm(1)
方程(1)表明,协整关系检验说明在5个变量间存在着长期均衡关系,这意味着它们之间存在长期的相互作用和共同趋势｡M1､M2序列和居民消费物价指数序列有相同的变动趋势｡LNCPI与M2成正方向变动,协整系数较大;而LNCPI和M1协整系数比较小,但M0和M3成反方向变动的协整系数较大｡
为了进一步分析各变量间的相互作用,使用误差修正模型检验变量之间长期均衡关系对各自短期波动的影响｡将方程(1)代入误差修正模型,得到方程(2)为,*表示在5%的水平下显著,()表示标准误,[]表示t-统计量,下同,
分析上述ECM方程我们发现,首先,居民消费价格指数调整与变量之间的长期均衡统计上的关系显著((2)方程中协整误差et的系数显著),表明受长期均衡关系的影响较强;其次,在短期调整当中,居民消费价格指数变量对财政赤字的作用显著,这是财政政策短期有效的体现,居民消费价格指数对于各个层次货币供应量的变化影响微弱,这说明货币政策短期对于抑制通货膨胀作用微弱｡
4.因果关系检验
我们检验变量之间的格兰杰影响关系(Granger,1969)｡选择影响关系最为显著的滞后阶数得到附表的估计结果｡
5%的水平下,*表示拒绝原假设,结果显示财政赤字FD对CPI产生显著作用,对CPI存在显著格兰杰影响;其次,各个层次的货币供应量对CPI没有显著的格兰杰影响,也验证了协整分析中协整关系不显著,说明货币供应量不是物价的主要决定因素,这说明货币政策作用对于抑制通货膨胀作用微弱｡
四､结论分析
以上对印度通货膨胀下的货币政策和财政政策进行了分析,由实证结果可以得出如下结论,
第一,印度财政赤字与物价水平长期呈正相关的关系,短期对物价水平的影响显著,印度控制赤字财政政策对治理通货膨胀有效,表明印度财政政策的效应较强｡印度的政策执行者认为,通货膨胀率控制在5%左右,财政赤字对经济发展就会有利｡印度政府从增收和节支两个方面采取了一系列的措施控制财政赤字控制通货膨胀｡第一,简化税制､调整税率､扩大税基,增加财政收人;第二,改变财政赤字弥补方式,控制印度储备银行的信贷发行;第三,加强国债管理,减少补贴支出,征税筹集的资金用于政府经常性支出,债务资金则主要用于生产性投资,促进生产发展和国民收入的增加;第四,减少政府开支,合理调整支出结构,重点发展公共财政;第五,抑制货币供给总量的增长｡印度储备银行通过采取反通货膨胀措施,降低实际货币供给增长速度,上调现金储备率(GRR)实施公开市场业务销售政府证券｡
第二,各个层次的货币供应量对物价水平短期影响程度较小,作用不显著｡但长期存在均衡关系｡长期M1､M2､M3和物价水平通向变动,符合经济学假设｡
第三,综合以上,可以看出印度财政政策短期与长期控制物价水平的效应大于货币政策,货币政策短期调节物价水平的作用不明显｡由于印度的通货膨胀的原因在于长期的赤字财政,治理通货膨胀总量调节运用的是财政政策,货币政策只成为辅工具,通过货币供应量总量调整的作用并不明显,货币供应量中介的宏观调控能力较弱｡印度主要运用选择性信贷控制,传统的货币政策三大调控工具的作用不明显｡
五､对我国的启示
由于我国1998年至2004年实行积极的财政政策和稳健型的货币政策,对经济增长起了巨大作用,尽管目前通货膨胀率较低,但考虑积极财政政策带来的大量赤字,财政政策应当转型,淡出宏观调控,主要用于供给结构性调整,总量调整以货币政策为主｡
第一,谨慎运用赤字财政,转向中性偏紧的财政政策｡赤字财政政策的不合理容易导致财政风险,加大通货膨胀的压力｡财政政策必须考虑削减赤字规模,转向对经济结构调整,淡出总量调整,转向公共性财政｡财政政策对经济结构的调整作用就大于货币政策｡货币总量调控只能调节需求总量而不能调节供给总量,更不能调节需求结构和供给结构｡降低国债发行规模,逐步降低赤字率,缩减隐性债务,调整支出结构,优化财政支出结构,防止局部性通货膨胀｡
关键词：预期通货膨胀；非预期通货膨胀；广义居民储蓄；ARDL模型
基金项目：湖南省金融学会年度重点研究课题（金湘学字［2010］4号）；湖南省软科学重大课题（2009ZK2007）。
作者简介：晏艳阳（1962-），女，湖南益阳人，湖南大学金融与统计学院党委书记、教授、博士研究生导师，主要从事经济、金融统计研究；宋美喆（1986-），女，新疆哈密人,湖南大学金融与统计学院博士研究生，主要从事宏观经济统计研究。
中图分类号：F126.2文献标识码：A文章编号：1006-1096(2012)05-0127-05收稿日期：2011-10-26
引言
通货膨胀对储蓄行为的影响一直都是国内外关注的热点。学者们就通货膨胀对居民储蓄的作用方向和作用途径进行了深入研究，但至今尚未达成共识,主要存在以下三种观点：一是通货膨胀对储蓄有正向影响。Erkki等（1985）基于1956年2月～1982年1月英国的数据，发现通货膨胀会提高储蓄水平。得到相同结论的还有Imran等（2010）。
二是通货膨胀对储蓄有负向影响。Burkhard等（2007）利用一般均衡代际更迭模型，通过数据模拟,得出通货膨胀率增加337%，资本存量减少137%的结论。汪伟（2008）等也支持此观点。
三是通货膨胀对储蓄无显著影响。Burkhard等（2006）研究发现，1965年～1978年、1979年～1987年、1988年～1998年3个时间段美国通货膨胀对储蓄都无显著影响。得到相同结论的还有张卫红（2001）等。
在实证结果方面，国内研究多认为两者间存在负向关系，国外学者则多认为两者间存在正向关系。通过对文献深入对比，我们发现国内外对储蓄的统计口径并不统一，这可能是导致研究结论不一致的原因之一。国外使用的是FOF及NIPA统计核算体系，其中包含多种储蓄形式，为广义的储蓄概念；国内研究都将居民存款定义为储蓄，为狭义的储蓄。随着我国金融市场的发育，金融资产逐渐增多，狭义的储蓄已不能全面反映居民储蓄的现状。各种形式的储蓄有着不同的风险收益特征。当通货膨胀发生时，它会引起储蓄资产内部的重新配置，并对储蓄总额产生影响。另外，根据已有文献可知，通货膨胀的两种类型，即预期通货膨胀和非预期通货膨胀对居民储蓄行为的影响也是不一致的，有必要分别对其进行考察。
为此，本文根据中国人民银行研究局课题组(1999)的研究，使用广义的储蓄概念，具体包括实物形式（固定资产投资、商品存货）和金融资产形式（手持现金、储蓄存款、债券、股票、居民保险），通过分析预期通货膨胀、非预期通货膨胀对总储蓄及其各个组成部分的不同影响，深入剖析通货膨胀对居民储蓄行为的作用机理和传导机制。
一、通货膨胀与居民储蓄关系的理论模型框架
本研究采用Houthakker等（1970）提出的动态存量调整模型来构建通货膨胀对居民储蓄行为发生作用的理论框架。模型将储蓄流量q(t)表述为资本存量s(t)、收入y(t)和价格水平p(t)的函数
q(t)=α+βs(t)+γy(t)+λp(t)
（1）
资产存在折旧减值。假设折旧方式为常见的直线型，折旧率为常数δ，则满足
s(t).=q(t)－δs(t)s(t).为资本存量的变化量
（2）
由（1）式可得
q(t)-q(t－1)=β［s(t)－s(t－1)］+
γ［y(t)－y(t－1)］+λ［p(t)－p(t－1)］
（3）
根据中值定理及式（2），可知
s(t)－s(t－1)12［q(t)+q(t－1)－δs(t)－δs(t－1)］（4）
将（4）式代入（3）式，得
q(t)-q(t－1)=β2［q(t)+q(t－1)－δs(t)－δs(t－1)］+γ［y(t)－y(t－1)］+λ［p(t)－p(t－1)］
（5）
根据（1）式
s(t)=1β［q(t)－α－γy(t)－λp(t)］（6）
s(t-1)=1β［q(t-1)－α－γy(t-1)－
λp(t-1)］（7）
将（6）式和（7）式代入（5）式，并将其转化为可估计模型为
q(t)=A0+A1q(t－1)+A2y(t)+A3y(t－1)+A4p(t)+A5p(t－1)+μt
（8）
其中A0=αδA，A1=(1+β－δ2)A,
A2=γ(1+δ2)A,A3=-γ(1－δ2)A,A4=λ(1+δ2)A,A5=-λ(1－δ2)A，A=1－(β－δ)2
参数δ既可由A2和A3获得，又可由A4和A5获得，存在过度识别问题，从而导致参数α、β、γ、λ不能唯一地表示。但我们可以估计出收入和价格水平对储蓄的长期作用：y=(A2+A3）(1－A1)，p=(A4+A5）(1－A1)。
关键词：价值评估；剩余收益模型；通货膨胀；股票价格
一、引言
已有文献验证线性信息动态假设在中国股票市场是否适用，利用历史信息求解收益的自回归过程，继而构造股票价格对净资产、剩余收益等变量的线性回归模型（见陈信元等研究）。但现有研究没有根据剩余收益模型直接计量公司内在价值，进而研究剩余收益模型确定的内在价值与实际股票价格是否存在差异及差异大小。
本文不同于构造回归模型检验股票市值与账面价值、剩余收益之间关系的大量文献，模型借鉴Ritter等（2002）构造公司价值决定模型，直接计量公司内在价值。构建的模型直接利用分析师预测性收益信息，分析师预测收益不仅考虑公司历史财务信息，也包括分析师对企业及市场的判断等，更接近于企业未来真实收益。进而本文研究在中国这种有鲜明制度背景的新兴经济体中剩余收益模型相关研究结论是否适应，丰富现有研究成果。
二、文献回顾
剩余收益模型最早由Edwards和Bell（1961）等提出，Peasnell（1982）严谨地推导出一家公司的理论价值等于账面资产的价值与剩余收益现值之和，Ohlson（1995）及Felt-ham和Ohlson（1995）改进剩余收益模型，其最大的贡献是使用了“动态线性信息”规则，即剩余收益和其他信息遵循自回归过程并趋于零。
实证研究发现剩余收益模型低估企业权益价值。一种可能的解释是由于在通货膨胀情况中使用的历史成本计量的会计信息造成的。历史成本会计信息应做相应调整，即使在通货膨胀率比较低的情况中，如果评估模型不考虑通货膨胀因素也将导致评估价值的严重低估问题（Ashtonetal.，2010）。Moligliani和Cohn（1979）研究发现通货膨胀导致价值低估，并指出由通货膨胀引发的评估误差（低估）的调整是导致市场早期的上行趋势原因之一。权益价值在存在通货膨胀率预期时将被低估，其中对高杠杆率的公司低估最严重（Ritter&Warr，2002）。Ritter的研究是在Mol-igliani的基础上深入分析，其结论是采用名义收益和名义折现率的模型将导致对价值的低估，因此，存在通货膨胀的情况下评估模型应采用实际收益和实际利率（Ritter采用的是经济增加值EVA模型，样本数据为1978年～1997年的美国股票市场）。Vélez-Pareja和Tham（2002）认为新兴市场企业价值评估和项目评估模型的变量及参数等应采用名义数据，而非实际数据。文章构造了一个项目评估实例，结果显示采用实际数值的评估结果夸大了项目净现值，从而导致错误的投资决策。O'hanlon和Peasnell（2004）构造了两个考虑进通胀因素的剩余收益模型，但模型解释力没有提高，结论是评估模型不用考虑通货膨胀影响。Gregory等（2005）利用英国数据检验通胀调整Ohlson模型，研究发现当存高通货膨胀时存在价值高估问题，而不是前人文献中提出的价值低估问题。
对中国资本市场剩余收益模型研究包括，陈国进等（2009）选用Ohlson（1995）和Vuolteenaho（1999）的剩余收益模型作为股票内在价值决定模型以测度中国股票市场泡沫，并检验在售期权与通胀幻觉对股票市场泡沫的影响。陈信元等（2002）运用Ohlson（1995）剩余收益模型检验1995年～1997年沪市股票会计信息价值相关性，研究发现净资产和剩余收益都具有价值相关性，且它们之间有增量价值相关性。赵志君（2003）在Ohlson模型基础上提出内在价值-净资产比率决定模型，发现上市公司股票价格远远高于其内在价值。张景奇等（2006）分析股利贴现模型、自由现金流量模型与剩余收益模型，发现三个模型的解释力不强，但剩余收益模型的解释力高于其他两个模型。程小可等（2008）拓展了广义剩余收益模型，并推导了盈余反省系数指标的理论公式。
三、剩余收益模型
剩余收益模型将公司内在价值与会计账面价值、未来收益联系起来，在模型中包含更多会计信息。
1.剩余收益模型。根据公司价值决定理论，公司价值等于预期未来股利现值之和。Vt表示t期企业的内在价值（股权价值），E（d）表示第t期预期股利，r表示第t期资本成本率，企业内在价值表示为：
Vt=（1）
假设权益账面价值变动遵循清洁盈余假设（CleanSurplusRelationship，CSR），权益账面价值变动仅源于净利润与股利，本期创造的净利润导致权益账面价值上升，本期发放的股利导致权益账面价值的下降。权益账面价值变动（BVt-BVt-1）、利润（It）和股利（Dt）之间的关系满足下面的清洁盈余关系假设：
BVt=BVt-1+It-Dt（2）
定义超额收益（Ita）等于本期净利润（It）与股权投资资本成本（即权益回报率乘以权益额，re*BVt-1）之差：
ItaIt-re*BVt-1（3）
由（3）和（2）可得：
Dt=Ita-BVt+（1+re）*BVt-1（4）
在折现率不变的前提下，将（4）带入（1）整理后可以得出：
Vt=BVt+（5）
由此可见，与股利折现模型相比，剩余收益模型避免了股利政策因素对内在价值评估的影响。剩余收益模型从价值创造的角度解释内在价值，内在价值源于超额收益，即超过资本成本的净利润，而股利折现模型从价值分配的角度解释内在价值。此外，剩余收益模型充分利用会计信息，模型包含了账面价值对内在价值的影响。
在模型（5）的基础上，未来非正常收益又可以划分为确定期限部分及永续部分，从而形成三阶段剩余收益模型（Dechow等，1999），本文检验的普通剩余收益模型模型及通胀调整剩余收益模型均为三阶段模型。
2.通货膨胀调整的剩余收益模型。Ritter和Warr（2002）在Lee等（1999）模型基础上构造通货膨胀调整剩余收益模型（模型使用的是每股指标），ReB代表调整后账面价值，FEPS代表预期每股收益，p代表通货膨胀率，r代表资本成本，D代表债务额，DA代表调整折旧额。模型如下：
Vt=ReBt+
+
+（6）
Ritter（2002）模型与普通剩余收益模型主要区别如下：模型增加公司由于未来价格水平的普遍上涨获得的债务利得（pD）；模型扣除由于历史成本属性计量的折旧支出对净收益的虚增（DA）；通胀率对未来收益、折现率及账面价值进行调整。
O'hanlon等（2004）理论推导通货膨胀调整的剩余收益模型，分别采用名义现行价格（NominalCurrentCost）调整的剩余收益模型（RIVR-C）和实际现行价格（RealCurrentCost）调整的剩余收益模型（RIVR-CR）两种形式。研究发现Ritter（2002）模型是RIVR-CR的简约形式，其简化了两个条件，即折旧调整额固定不变（ADEPNt+s=ADPENt（1+pt+k）？坌s）；通货膨胀率与资产现行价格（CurrentCost）增长相等（？仔t+s=pt+s？坌s）。O'hanlon将通胀调整剩余收益模型表示为：
Vt=Bct+
（7）
四、研究模型
本文借鉴Ritter（2002）模型，普通剩余收益模型（VtNOM）及通胀调整剩余收益模型（VtINFLA）表示如下：
VtNOM=Bt+++（8）
VtINFLA=Bt+
+
+（9）
模型中变量及定义如下：
受预测数据获得的限制，实证研究采用截面数据，模型预测基期为2012年1月1日。样本为2012年沪深A股上市公司，删除数据缺失公司、*ST公司及金融行业公司，剩余806家公司，剔除剩余收益模型结果为负的126家公司，最终确定680家样本公司。数据来源Wind数据库。
补充说明：
Ritter（2002）模型假设剩余收益能以速度为g的增长率持续至永远，实证检验中，Ritter由预测的EPS反解长期增长率，即由FEPSt+3除以FEPSt+2得到增长率g。但在中国资本市场中，分析师预测的利润增长率高于资本成本率，从而永续期价值不收敛，无法进行估值。因此，本文假设模型假设公司在永续期的超额收益维持不变。
未来账面权益价值的确定由清洁盈余假设确定，即BVt=BVt-1+It-Dt。Ritter（2002）模型假定未来股利遵循如下规则：如果EPSt+1小于或等于EPSt，则Divt+1=Divt；如果EPSt+1大于EPSt，则Divt+1=Divt（1+预期通货膨胀率+0.03）。Lee等（1999）模型假定一个固定的股利支付率。但是，中国资本市场不完备，投资者偏重于获得资本利得轻视现金股利，上市公司没有稳定的股利支付政策，从而本文模型采用简化处理，假定权益账面价值以3%的增长率增长。
预期通货膨胀率为2012年至2014年年度CPI预期增长率。同O'hanlon（2004）讨论Ritter（2002）存在问题一样，本文模型亦没有区分普遍价格水平的上涨率与资产现行价格的上涨率，均以居民消费价格指数代表。
五、研究结论
1.描述性统计。普通剩余收益模型平均估值结果为1.28E10，通胀调整剩余收益模型平均估值结果为1.36E10，市值为1.61E10，通胀调整剩余收益模型均值比普通剩余收益模型估值结果高，但仍然小于市值。普通剩余收益模型中位数大于通胀调整剩余收益模型，但仍比市值中位数小很多。普通剩余收益模型标准差小于通胀调整剩余收益模型标准差，普通剩余收益模型估值结果更稳定。
2.回归结果（如表3示）。普通剩余收益模型回归系数为1.13，存在价值低估问题，但通货膨胀调整的剩余收益模型回归系数为0.83，存在价值高估问题。普通剩余收益模型调整后R2为0.96通货膨胀调整的剩余收益模型调整后R2为0.64，通货膨胀调整的剩余收益模型相较于传统剩余收益模型没有增强对股价的解释力。不考虑多重共线性的情况下（VIF值为4.869，在可接受范围之内），在包含普通剩余收益模型结果与通胀调整剩余收益模型结果的回归模型中，普通剩余收益模型结果回归系数为1.50，通胀调整剩余收益模型结果回归系数为-0.38，模型调整后R2为0.99，模型解释力有小幅提高。
基于中国资本市场的研究表明历史成本属性的传统剩余收益模型确实存在对股价的低估，但不同于Ritter（2002）等研究，通货膨胀调整的剩余收益模型矫枉过正，高估了价值。本文研究同Gregory等（2005）对英国资本市场的实证研究发现一样，通货膨胀伴随着价值的高估，而非前人研究的低估。可能的原因是在忽略未来超额收益增长率的情况下永续期价值对资本成本变得更为敏感，从而资本成本的小幅下降导致整体估值模型的价值高估。此外，中国资本市场不完善、投机性大，股票价格不能完全反映公司的内在价值。
本文受预测数据获取的限制没能进行长时期的时间序列分析，没能解释在不同通货膨胀率水平下股价被高估或被低估的程度。今后研究应延长观察期间，对面板数据进行处理分析，从而为估值模型提供更准确的实证检验。
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基金项目：中国人民大学科学研究基金项目（中央高校基本科研业务费专项资金资助（项目号：14XNH219）。
关键词：通货膨胀预期；状态空间模型；季度预期通胀率；适应性通胀预期；理性通胀预期；通货膨胀惯性；贝叶斯Gibbs抽样；菲利普斯曲线
中图分类号：F822.5；F224.0文献标志码：A文章编号：1674-8131（2014）06-0052-09
一、引言
通货膨胀预期不是真实的通货膨胀，但它却是影响真实通货膨胀的重要因素之一，人们会根据对未来通货膨胀的预期调整消费、投资、储蓄等行为，从而导致市场供需状况改变并引发物价水平的变动。现阶段我国虽然通胀率较低，通胀风险不明显，但未来仍存在很多不确定因素，比如国际经济复苏进而需求增加、地方债务危机的解决等，都可能形成放松货币供给的压力，这些在一定程度上会增加人们的通胀预期，进而导致下一轮真实通货膨胀的产生。因此，在现阶段，不论是预测通胀还是治理通胀预期都具有重要的理论和现实意义。
然而通胀预期是经济主体对未来通货膨胀水平的一种估计或推断，是一种主观心理活动，难以直接观察或测量，只能通过各种方法进行估计。目前估计通货膨胀预期的方法可分为三类：一是利用问卷调查数据转换测度。该类方法通常依据各国中央银行针对不同经济主体定期进行的问卷调查，利用差额统计法或概率法将调查得到的定性数据转化为定量的通胀预期。例如，张蓓（2009）利用改进的Carlson-Parkin概率法将通货膨胀预期的定性调查数据定量化，并计算出我国预期通货膨胀率。于光耀和范建伟（2012）利用中国人民银行储户问卷调查中关于物价预期的原始数据，在假定居民的物价判断服从不同分布的条件下，计算了不同分布下的通胀预期。二是利用金融市场的某些指标价格变化进行推断。如郭涛和宋德勇（2008）、李宏瑾（2010）等研究表明中国利率期限结构包含了未来通货膨胀变动的信息，可以作为判断未来通货膨胀的预测变量。三是建立经济计量模型进行估算，较具代表性的研究有：赵留彦（2005）在理性预期和有效市场假设下建立向量自回归模型，根据卡尔曼滤波算法推断预期通胀率；杨继生（2009）基于新凯恩斯混合Phillips曲线研究我国通货膨胀预期的性质，认为我国同时存在着向后看的适应性预期和向前看的理性预期。
对于第一类基于问卷调查数据的估算，由于获取的有关数据主要是中国人民银行对全国城镇储户进行抽样调查的数据，因此估算结果实际上是城市CPI预期估计值，而非整体的CPI预期估计值，其结论的稳健性可能受到一定影响。第二类运用利率期限结构等指标来预测未来宏观经济指标，必须要有运行良好的金融市场和足够的数据，以保证估算结果的可靠性。然而，我国成立银行间债券市场的时间较短，利率市场化改革也未完全实现。因此，现有研究文献较多采用经济计量模型来估计我国通货膨胀预期，但该类方法也存在一些问题：（1）通胀预期过程的设定问题。赵留彦（2005）将通胀预期设定为向量自回归过程（VAR），这样设定能够体现相关变量之间的动态关系，但由于VAR缺乏经济理论基础，因而难以反映通胀预期的形成机制。杨继生（2009）、孟蓼筠（2011）等将通胀的理性预期直接设定为下一时期实际通胀水平，这样处理虽然简单易行，也符合理性预期的含义，但忽略了理性预期的内生性。（2）对于估算通胀预期的状态空间模型，目前的研究还停留在基于卡尔曼滤波算法的估计，而赵昕东和耿鹏（2009）已经验证了在估计状态空间模型时贝叶斯Gibbs抽样方法比传统的卡尔曼滤波估计更为准确。
因此，本文以新凯恩斯混合菲利普斯曲线模型为理论基础，将通胀预期设定为适应性预期与理性预期的综合，建立状态空间模型，采用贝叶斯Gibbs抽样算法对其进行估计，进而基于实证结果研究我国通胀预期对实际通货膨胀的影响，以拓展和深化相关研究，并为货币政策的制定提供参考。
祝丹，赵昕东：中国通胀预期测度及其对实际通胀的影响二、理论与模型
菲利普斯曲线是研究通货膨胀的重要理论工具，随着经济理论研究的深入，菲利普斯曲线也在不断发展。传统的菲利普斯曲线最早由Phillips（1958）提出，主要用来描述名义工资增长率与失业率之间的相关关系；之后货币主义学派的代表人物Phelps（1967）和Friedman（1968）引入预期和自然失业率，建立了附加预期的菲利普斯曲线。然而，最初引入到菲利普斯曲线中的预期形式仅为适应性预期，即认为人们会根据以往的经验来形成对未来的预期，因而通常用过去实际通胀率作为通胀预期的变量。根据奥肯定律，失业率与自然失业率之差可以用产出缺口代替。因此，附加适应性预期的菲利普斯曲线可表示为：
其中πt和Δyt分别表示实际通胀率和产出缺口。附加适应性预期的菲利普斯曲线因为适应性预期机制受到了卢卡斯批判，Lucas（1973）提出了基于理性预期的菲利普斯曲线，基本形式如下：
其中Etπt+1表示理性通胀预期。由于附加理性预期的菲利普斯曲线无法解释经济中存在的通胀惯性、货币政策滞后性与渐进性等现象，Gali和Gertler（1999）在借鉴Calvo等人模型的基础上，综合考虑企业定价的“前视”和“后视”行为，赋予厂商重新定价的概率，并将重新设定的价格作为两种预期的线性组合，由此形成新凯恩斯混合预期菲利普斯曲线，具体形式如下：
后续研究者对新凯恩斯混合菲利普斯曲线仅包含通胀率的一阶滞后项提出了质疑：Roberts（2001）认为，为了体现公众非完全理性的预期影响，应引入滞后通胀率的更高阶形式；Gordon（1998）和杨继生（2009）通过实证研究表明，考虑通胀率的高阶滞后项的效果更好。因而本文将采用高阶滞后的混合菲利普斯曲线。此外，反映通胀压力的短期驱动变量有两种选择：一种是产出缺口，一种是真实边际成本偏差。但在粘性价格模型中，实际边际成本可能通过通胀预期的方式体现出来，不一定直接导致当期通货膨胀；而且胡军（2013）也证明了我国产出缺口与通货膨胀的走势更为接近。因此，本文采用产出缺口反映短期通胀压力。
综上所述，新凯恩斯混合菲利普斯曲线的高阶滞后形式可表示为：
其中，πt表示t期实际通胀率，Etπt+1表示基于t期信息对t+1期通货膨胀的理性预期，Δyt表示t期的实际产出缺口；L为滞后算子，α（L）=α1L+α2L2+…+αpLp；参数β、iαi、γ分别表示理性通胀预期、适应性通胀预期及实际产出波动对当期通胀率的边际影响；ε1t是作用在当期通胀率上的随机扰动。
根据现有研究来看，理性通胀预期更可能为一般非平稳过程，为了估计模型方便，本文将其视为不可观测的状态变量，并假设其服从随机游走过程：
对于产出缺口的估计，国内目前最为流行的方法有SVAR方法、小波降噪法及UC卡尔曼滤波法。SVAR方法的优点是有经济理论的支持，但协方差不变的假设可能与不断变化的经济形势不一致，将会导致估计结果出现偏差；小波降噪方法能够精确地剔除时间序列中随机误差构成的高频成分，但对于小波基函数、小波分解的适当层数以及阈值的确定等缺乏客观的标准，因而会影响到模型的估计效果；UC卡尔曼滤波方法简单易行，且不需要假定协方差不变。故本文基于UC模型的思想，采用贝叶斯Gibbs抽样算法估计状态空间模型，进而得到潜在产出、产出缺口等不可观测变量的估计值。方程（6）将实际产出分解为潜在产出与产出缺口两部分，方程（7）中非平稳的潜在产出被设定为带漂移的随机游走过程，方程（8）以自回归的形式描述了产出缺口的波动特征。
方程（4）～（8）即为估算我国居民通胀预期的理论模型，由于包含不可观测变量，我们将其转化为状态空间形式。为了简化状态空间形式，借鉴杨继生（2009）的研究，将方程（4）中滞后阶数初步设定为2，后续分析中再根据模型估计结果对滞后阶数进行调整。将方程（4）和（6）视为观测方程，方程（5）、（7）和（8）视为状态方程，上述理论模型系统可表示为如下状态空间形式：
三、模型的贝叶斯估计
1.估算方法描述
对于状态空间模型的估计，传统方法首先用数值方法获得参数的最大似然估计，然后假定这些参数是非随机的，再通过卡尔曼滤波估计状态向量。可见，传统方法中状态向量的估计依赖于超参数，为了克服这种缺陷，本文采用贝叶斯Gibbs抽样算法估计状态空间模型。贝叶斯方法与传统的卡尔曼滤波方法不同，将所有的参数当作随机变量处理，不仅利用似然函数体现来自样本数据的客观信息，而且结合先验分布体现研究者的主观判断，因而大大提高了估计的准确度。由于后验分布的形式一般很复杂，通常采用马尔科夫链蒙特卡洛（MCMC）方法来估计；吉伯斯样本生成器（GibbsSampler，简称GS）是由Geman（1984）、Gelfand和Smith（1990）等提出和发展起来的最常用也最具代表性的MCMC方法，现在已成为计量经济分析中通用的工具。
假设我们需要从一个多维分布f（X1，X2，…，Xn）中生成随机样本，如果已知所有的条件分布f（X1X2，…，Xn）、f（X2X1，…，Xn）、…、f（XnX1，…，Xn-1），且这些条件分布容易模拟，那么Gibbs抽样过程可以表述为：首先任意给定初始值x（0）1，x（0）2，…，x（0）n；然后依次迭代，随机生成x（k）1～f（X1x（k-1）2，…，x（k-1）n）、x（k）2～f（X2x（k）1，…，x（k-1）n）、…、x（k）n～f（Xnx（k）1，…，x（k）n-1），其中，迭代次数k=1，…，N；根据上一次的迭代结果，在条件分布已知的情况下，从条件分布中生成下一次的随机数。根据马尔科夫链的性质，当k足够大时，（x（k）1，x（k）2，…，x（k）n）趋近于服从多维分布f（X1，X2，…，Xn）。
用贝叶斯吉伯斯样本生成器（BayesianGibbsSampler，简称BGS）估计上述状态空间模型过程可以概括为如下两个步骤：第一步，在观测数据及超参数已知的条件下，生成状态向量T=（ξ1，ξ2，…，ξT）′的样本；第二步，在观测数据、状态向量已知的条件下，根据各参数的后验分布生成参数的随机样本。
其中，第二步的具体过程又包括如下几个部分：（1）在状态向量及β、α1、α2、γ已知的条件下，由σ21的后验条件分布生成σ21的样本；然后在σ21已知的条件下，由λ*=（β，α1，α2，γ）′的后验条件分布生成λ*的样本。（2）在状态向量已知的条件下，由式（5）生成σ22的样本。（3）在状态向量及参数c已知的条件下，根据σ23的后验条件分布生成σ23的样本；然后在σ23已知的条件下，根据c*=（c，1）的后验条件分布生成c的样本。（4）在状态向量及δ1、δ2已知的条件下，由σ24的后验条件分布生成σ24的样本；然后在σ24已知的条件下，由δ*=（δ1，δ2）′的后验条件分布生成δ*的样本。
给定所有超参数初始值，重复第一步和第二步直到收敛，得到状态向量及各个参数足够多的样本，再根据这些样本得到状态向量及参数的经验分布、均值和标准差。
2.数据说明与模型估计
根据上述理论模型的设定，我们需要的观测变量数据包括：实际通胀率（πt）及实际产出增长率（yt）。利用季度时间序列数据进行估计和检验，时间跨度为2001年1季度至2013年4季度，数据来源于国家统计局官方网站。采用居民消费价格指数代表一般价格水平，将每个季度内三个月环比指数连乘即得到季度环比指数，并用季度环比指数的增长率作为实际通胀率的变量。由于环比数据受季节性因素影响较大，运用×12方法进行季节调整。将名义GDP转化为以2001年第1季度为基期的实际GDP，经过季节调整后取自然对数，作差分处理得到GDP实际增长率，产出缺口即为GDP实际增长率对潜在增长率的偏离。
在估计状态空间模型之前，首先利用实际通货膨胀的AR（p）经验度量模型中的滞后阶数，初步确定新凯恩斯混合菲利普斯曲线方程中通胀滞后的阶数。对实际通胀率进行自回归发现，在99%的置信水平下我国通胀惯性仅存在滞后一期的影响，在90%的置信水平下可以认为我国通胀惯性在样本期内滞后阶数为两个季度（见表1）。
由于无信息先验分布对后验分布只有很小的影响，很少出现对结果产生很大影响的情况，因此，利用贝叶斯Gibbs抽样算法估计状态空间模型时，参数的先验分布均采用无信息的均匀分布。实际计算中生成了6000个样本，由于选择不同的初始值对MCMC算法预热期的长短有影响，本文舍去前1000个样本，使得初始值的选择不会影响最终结果。为了避免计算机生成的伪随机数可能包含的“后效性”，根据参数的相关系数图（限于篇幅，图略），每隔5个单位取1个样本，因此每个参数有1000个样本。利用R3.0.0得到各个参数的经验分布图（图1）。
从各参数的经验分布图来看，所有参数几乎都是非对称分布，根据BGS估计的思想，用各参数的均值作为它们的估计值。如表2所示，参数估计值均为正值，符合相应的经济理论，方差也较小，说明用均值作为各参数的估计值代表性较好。
新凯恩斯混合菲利普斯曲线方程中滞后通胀率反映了适应性预期的影响，从各参数估计结果来看（见表2），适应性预期系数（0.373+0.103=0476）大于理性预期系数（0.144），说明样本期间内我国通胀预期具有更明显的适应性特征，且随着滞后阶数增加，适应性预期的影响逐渐减弱。模型估计结果显示，适应性预期对当期实际通胀存在两期滞后影响：滞后一期通胀率每变动1个百分点，实际通胀平均变动0.373个百分点；滞后两期通胀率每变动1个百分点，实际通胀平均变动0.103个百分点。同时，理性预期每变动1个百分点，实际通胀平均变动0.144个百分点，说明理性通胀预期因素对实际通胀也有一定影响，微观主体对未来经济的期望和通胀趋势的判断也具有不可忽视的作用。
另外，从表3可以看出，ADF单位根检验表明，产出增长率缺口（Δyt）为平稳序列，而潜在产出增长率（t）及理性预期（Etπt+1）一阶差分才平稳，说明理论模型中将产出增长率缺口设定为AR过程、潜在产出增长率（t）及理性预期（Etπt+1）分别设定为带漂移和不带漂移的随机游走过程具有一定的合理性。
上述估计结果表明我国的通货膨胀预期为理性预期与适应性预期的综合，适应性预期与理性预期的系数分别为0.476和0.144，两者之和小于1，说明我国厂商的主观贴现因子小于1，样本分析结果不支持垂直的长期菲利普斯曲线。为了进一步分析样本期间适应性通胀预期与理性通胀预期的动态变化，将（4）式的估计结果表示为：
根据上式可计算出适应性预期的估计值。如图2所示，我国居民对通货膨胀的适应性预期波动性较大：经过2001年小幅下降后，从2002年3季度至2008年2季度一直呈现波动上升的趋势；但受2007年次贷危机的影响，我国实际通胀率自2008年开始大幅下降，适应性通胀预期也随之从2008年3季度开始加速回落；2009年适应性通胀预期又开始上升，一直持续到2011年达到峰值；之后虽有所下降，但季度通胀率仍保持在0.4%左右，且有上翘的迹象。这表明近期我国通胀率大幅上涨的概率不大，但经济运行中仍存在一系列推动物价上升的压力。
不可观测的理性预期Etπt+1估计结果如图3所示。由图3可知：我国居民对通货膨胀的理性预期大致在3.38%～4.65%之间变动；自2001年以来一直持续上升，到2007年第3季度达到最大值，随后受次贷危机的影响缓慢下降；经过2008年短暂的回落之后，实体经济出现了好转，而为了促进经济的快速增长，2009年国家出台了一系列积极的财政政策和宽松的货币政策，通胀理性预期也在2009年第2季度开始再度上升；随着通胀压力明显增加，2011年政府实施“稳健的货币政策”，多次提高银行存款准备金率，打消居民对货币政策放松的预期，因此，2011年第1季度理性通胀预期又开始缓慢下降，一直延续至2013年第4季度。此外，我国理性通胀预期较实际通胀率明显偏大，说明我国居民的理性通胀预期估计过高，需要正确引导和调整。
四、我国通胀预期对实际通胀影响的动态过程
向量自回归（VAR）模型依靠变量本身及其他相关变量的历史数据来解释变量当期的变化，利用VAR模型可以对相互联系的时间序列系统进行预测，并分析随机扰动对变量系统的动态冲击，进而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。利用实际通胀率、理性通胀预期及产出缺口三变量VAR模型及脉冲响应函数，可以进一步研究通货膨胀预期对实际通胀影响的动态过程。由于适应性通胀预期可以由滞后通胀来体现，而模型中已经包含了实际通胀率的滞后值，因此，实际通胀率对适应性通胀预期冲击的响应可以由实际通胀冲击导致的后续通胀率变动来反映。
由表3可知，实际通胀率和产出增长率均为平稳序列，而理性通胀预期一阶差分才平稳，故理性通胀预期以一阶差分的形式出现在模型中。使用Eviews6.0对建立的VAR模型进行OLS估计，其结果如表4。虽然有些系数不够显著，但通过检验模型是平稳的（所有AR根的模的倒数都位于单位圆内），可进一步对其脉冲响应函数进行分析。
图4为实际通胀率对理性通胀预期冲击的响应函数及累积响应函数。如图4（左）所示，正向的理性通胀预期冲击导致实际通胀率在第1季度开始加速上升，在第2季度达到最大值后，一直在高位持续了两个季度左右，之后影响效果逐步减弱，在近9个季度后影响几乎消失。从图4（右）中可以看出此期间的累积影响：实际通胀率先加速上升，后减速上升，最后停留在一个新的更高水平。
图5为实际通胀率对适应性通胀预期冲击的响应函数及累积响应函数。如图5（左）所示，正向的适应性通胀预期冲击导致当期通胀率上升幅度达到最大，第2季度大幅回落，到第4季度成为负向影响，随后缓慢回升直到消失。其累积过程可以从图5（右）中看出：实际通胀率先加速上升，之后稳定了一个季度，然后开始回落，9个季度之后回复到原来的水平。
五、主要结论及政策启示
本文基于新凯恩斯混合菲利普斯曲线的理论框架，建立包含通胀预期的状态空间模型，并利用我国2001年1季度至2013年4季度的实际数据，通过贝叶斯Gibbs抽样算法估计得到不可观测的通胀预期；在此基础上，利用VAR模型及脉冲响应函数分析通胀预期对实际通胀影响的动态过程。主要结论如下：（1）状态空间模型的贝叶斯Gibbs估计结果表明：我国通货膨胀预期是适应性预期与理性预期的综合，且适应性预期特征强于理性预期特征；两者均对我国实际通胀具有明显的正向影响，其中适应性预期的影响更大；此外，产出增长率缺口对实际通胀也具有较小的正向影响。（2）脉冲响应函数表明：适应性通胀预期冲击在短期（大约3个季度）对实际通胀会产生较大影响，但这种影响会随着时间的推移慢慢变小，累积效应在9个季度后消失，这一结论与张成思（2009）的基本一致；理性通胀预期冲击对实际通胀的正向影响会持续较长时间，并最终会将实际通胀推高到一个新的水平。
根据上述研究结论，货币政策应从降低适应性通胀惯性和管理理性通胀预期两个方面来调控通胀预期对实际通胀的影响。虽然现阶段我国通货膨胀较为温和，但是经济运行中仍存在一系列推动物价上升的压力。因此，一方面，为了应对高通胀惯性下的政策滞后效应，货币当局应在形成通胀压力之前采取适当措施，明确公布并执行有效的货币政策，以防范通货膨胀再度上升。另一方面，长期来看，理性通胀预期对实际通胀的影响更大，且我国居民现阶段的理性通胀预期存在高估趋势，因此需要长期重视对通胀预期的管理，调整人们对未来通胀的理性预期，必要时可以公开设定通货膨胀率目标区来正确引导通胀预期。此外，模型结果表明，虽然产出增长率缺口对实际通胀有正向拉动作用，但这种作用很小，远不及通胀预期的影响，这意味着现阶段如果能够实现对通胀预期的正确引导，将能以较小的代价推进经济增长。
参考文献：
郭涛，宋德勇.2008.中国利率期限结构的货币政策含义[J].经济研究（3）：39-47.
胡军，郭峰，龙硕.2013.通胀惯性、通胀预期与我国通货膨胀的空间特征[J].经济学（季刊）（1）：57-80.
李宏瑾，钟正生，李晓嘉.2010.利率期限结构、通货膨胀预测与实际利率[J].世界经济（10）：120-138.
孟蓼筠，赵庆光.2011.关于我国通胀预期和动态通胀机制的研究[J].金融理论与实践（11）：58-62.
杨继生.2009.通胀预期、流动性过剩与中国通货膨胀的动态性质[J].经济研究（1）：106-117.
于光耀，范建伟.2012.中国通货膨胀预期形成机制的探析[J].经济经纬（3）：12-16.
张蓓.2009.我国居民通胀预期的性质及对通货膨胀的影响[J].金融研究（9）：40-54.
关键词：通货膨胀；CPI；资产价格
中图分类号：F822.5文献标识码：A文章编号：1003-9031(2008)02-0009-03
一、通货膨胀测度简述及问题的提出
通货膨胀是指社会商品和劳务一般物价水平的持续上涨或货币贬值的过程。由于我国长期实行利率管制，货币政策只能以货币供应量为中介指标，通货膨胀率于是成了衡量货币供应量是否与经济发展相适应的重要标准，其灵敏度的高低直接影响到我国货币政策制订的有效性。而在目前国家统计局的七类物价指数中，居民消费价格指数CPI又是测度通货膨胀的基本指标。
在实践中，CPI的测量存在许多技术上的困难，会形成一些系统性偏差。有人指责，中国当前的CPI既不能真实地反映货币购买力的变化，也不能确切地衡量整体经济的运行情况。钱颖觉得现行CPI的权重不符合我国的国情，特别突出的是CPI中尚未包含房地产等资产价格。易宪容也认为，国内居民目前最大的消费支出特别是住房消费，其价格的变化不反映在中国CPI编制中是不合理的。
维持物价稳定始终是中央银行的首要目标。通胀测度标准的选择至关重要，它直接关系到对目前经济态势的正确判断和相关货币政策的出台。资产价格是否应该纳入通胀测度标准，以什么方式纳入，直接将资产价格特别是房地产价格纳入CPI是否合适，这些都是尚待解决的难题。
二、资产价格与通胀测度指数关系的理论分析
国内外学者对资产价格与通货膨胀的研究，大体上有两条思路：一是将资产价格纳入到通货膨胀的测量中去，具体探讨资产价格在测量通货膨胀中所占的比重。二是从资产价格的变动对于未来通货膨胀的影响来展开研究，探讨资产价格的波动与通货膨胀之间稳定的关系。
(一)制定通胀指数的新尝试
早在1911年，Fisher就曾提出，政策制定者应致力于稳定包括资产价格(如股票、债券和房地产)及生产、消费和服务价格在内的广义价格指数。[1]首先明确提出测度通货膨胀的价格指数应包含资产价格的是Armen.A.Alchian和Benjamin.Klein。[2]他们对通行的CPI和GDP平减指数测度通货膨胀的准确性提出质疑，并构造了一个“跨期生活成本指数”(ICLI)。该指数能够满足消费者既定的跨期效用水平，使消费者的行为具有了动态的性质。由于资产价格能够作为未来商品价格和服务价格的替代，因此必须包含入通胀指数的测量。接着，Shibuya将Alchian和Klein的观点进一步简单化处理，将其概括为传统方法测量的通货膨胀与资产价格膨胀的加权平均值。[3]
无独有偶，Goodhart(1993)也提出从原则上讲中央银行应该控制的价格指数不仅应包括商品和服务的价格，而且应包括未来的商品和服务的价格。他认为，比较好的替代方法是将许多资产的价格包括在中央银行所关注的价格指数之内。
涉谷(1992)则在此基础上提出了一个新的度量标准――动态均衡价格指数DEPI。它将Alchian与Klein提出的ICLI与物价指数(如GDP平减指数)pt、资产价格qt进行几何加权平均推导而出。[4]但Shiratsuka(2000)指出了其缺陷。(1)DEPI往往给与资产价格相当大的权重，过低估计了当前价格波动的重要性。(2)资产价格变动的来源过多。即使不管未来价格走势的因素是否导致资产价格的波动，指数上也会有所反映，造成误差。(3)DEPI既然要考虑资产因素，那就不应只包括股票、土地等资产价格，还应包括所有能够影响到当前和未来消费的无形资产和有形资产、金融资产和非金融资产、人力资本和非人力资本的资产，而这在实际中相当困难。
Bryan和Cecchetti的“动态因素指数”DPI，将房地产、股票等资产价格纳入对通货膨胀指数的测量。他们根据美国房产价格、股票价格以及CPI的月度数据测算了这一指数。[5]结果表明，资产价格的变化能影响总体价格指数，尤其是房地产价格在编制通货膨胀指数中有重要作用。而未考虑资产价格变化因素的传统通膨指数CPI往往低估了通膨程度。但是他们同时也指出，资产价格波动中反映出的通胀信息可能不多。
总而言之，另外构建一个将资产价格纳入其中的物价指数理论上似乎可行，但是由于这一指数不稳定，波动原因复杂，不同资产价格也很难放到同一指数中去，要将其应用到实践相当困难。事实上，Vickers(1999)干脆就认为无论从理论上还是实践上，将资产价格包括进来都有问题。如果中央银行追捕资产泡沫，那么各种原因引发的资产价格变动都将引发货币政策的调整，这将是十分危险的。
(二)资产价格和通胀预期的实践检验
资产价格的上升引致预期未来商品和服务的价格膨胀，这一过程是通过多种渠道实现的。较高的资产价格增加了人们的财富水平，从而增加消费，导致总需求的上升；如果总需求上升超过总供给，就会产生通胀压力。这一过程可以进一步导致更高的通胀预期，最后引发实体经济中更高水平的通货膨胀。最后，若资产价格的上涨能给央行带来一个信号，即央行认为私人部门正在预期更高的通货膨胀，这种信息就会影响到中央银行对未来通货膨胀的判断。
Bryan、Cecchetti和Sullivan在《通货膨胀测量中的资产价格》一文中将资产价格作为未来通货膨胀的先行指标。对这一理论，不少学者作了严肃的检验。其中，RobertPollack(1989)的研究提供了一个理论分析框架，而Shibuya(1992)、Flemming(1999)、Goodhart和Hofmann(2000)等人则从实证上进行了研究。[6]Goodhart和Hofmann(2001)构建了包括实际房地产价格和实际股票价格的金融条件指数FCI。他们发现，将资产价格包含在内的FCI确实包含了关于未来通货膨胀压力的重要信息；但在样本数据外，要想预测通货膨胀是相当困难的。Filardo(2000，2001)也发现，房产价格与未来通货膨胀指数呈正相关，而股票价格与未来通货膨胀呈负相关。
我国学者也做了不少资产价格与通货膨胀的实证研究。经朝明和谈有花在《中国房地产价格与中国通货膨胀的关系――基于计量模型的实证分析》一文中分析了中国房地产价格与通货膨胀之间的长短期均衡关系。结论是无论从短期看还是从长期看，房地产价格的变化都会影响通货膨胀。王子明(2001)在其博士论文《泡沫与泡沫经济研究》中曾对资产泡沫与通货膨胀的关系进行过定性的描述。并发现，从我国零售物价指数涨幅与股票价格指数涨幅从动态上看似乎并无多大关系。王维安和贺聪在《房地产价格与通货膨胀预期》中通过构建房地产均衡市场模型发现，房地产预期收益率与通货膨胀预期之间存在稳定的函数关系。
综合国内外学者的研究成果，可以看到，房地产价格在资产价格中相比而言与通货膨胀的相关性较强。
三、CPI测度失真之谜：理论与实践的联系
我国目前以CPI做为测度通货膨胀的主要指标。但是，似乎存在对实体经济的测度失真。1998年以来，我国年均GDP增长8.41%，但通货膨胀率(用居民消费指数CPI核算)只增长了1%(见表1)。这两个重要的宏观经济指标产生了较大的“漂移缺口”(GDP增长率减去CPI涨幅)。
为何会出现这种情况?有些学者从CPI本身的构成找原因。张立群等就认为，CPI是市场成熟的工业化国家测度通货膨胀的主要指标，不太符合我国国情。[7]发展中国家经济起飞时投资占GDP很大比重，投资品的价格往往波动较大，带动物价总水平的波动。而未能包纳投资平价格的CPI，自然无从反映这种通胀预期的变化。
另外，今天的中国又有着特殊的国情：一是20世纪末以来，住房改革逐步取消了以往福利分房的政策。居民开始将大量的投资与消费向住房支出倾斜。未来的房地产费用支出已开始对当前的生活消费产生了巨大的替代作用。但是，CPI的构成中仅包括了房租且权重不高，不能很好的反映整个市场的住房需求。二是近年来我国出现了生产资料市场与消费品市场相对封闭运行态势，造成了生产资料产品价格与消费品价格走势独立的局面，阻断了上游产品价格向下游产品价格的显性传导，从而导致了CPI与国民经济快速增长相悖情况的出现。而体内循环的大部分生产资料，建筑资料占很大比重。
由此可见，由于未能将资产价格特别是房地产价格纳入到CPI中，忽视了资产价格传递的通货膨胀预期，是导致其失真的重要原因。
四、结论与对策建议
目前在我国，种种证据表明，资产价格特别是房地产价格与通货膨胀率有着一种稳定的函数关系。我们不能忽视资产价格的价格预期功效，但同时也不能盲目地把资产价格并入CPI中计量。原因如下。
第一，资产价格波动的原因有多种，虽然可能有助于预测通胀预期，但也有可能与通胀无关，将资产价格纳入通货膨胀口径将导致通货膨胀指数的含义趋于模糊。不单是房地产、股票，外汇资产、应收款项、人力资本等也都是资产，但却难以计量。因此分别构造通货膨胀指数与资产价格指数将比混合指数更具有清晰的内含，有利于货币政策的操作。
第二，CPI主要衡量了当期普通居民的一般消费状况。如果纳入资产价格，即使非通胀的因素导致了资产价格波动，也会在CPI上显示出来，不利于对实际经济扰动的分析。何况，现在统计局公布的七类物价指数中，已包含了房地产价格指数。央行在判断经济运行态势时，完全可以结合起来考虑，较之把它们合二为一，更能快速分清通胀滋生的主要动力。
第三，质疑CPI数据“失真”的依据集中在住房消费上。2006年上半年，全国70城市房价涨幅5.6%，超过CPI四倍。很多学者于是提出商品住宅销售价格理应纳入CPI统计范围。哈继铭即持此论。他称，当前CPI未充分反映近年住房价格的大幅上涨，低估真实通货膨胀；而房地产价格泡沫，更是CPI误差的首要原因。但国家统计局新闻发言人郑京平对此解释，未将商品住宅销售价格直接纳入CPI的统计范围，是因为商品住宅具有明显的投资性，折旧年限较长。同时，商品住宅的投资性质极易波动，这对于观察宏观经济形势、根据CPI决定工资和养老金等补贴极为不利。因此以房租来反映居民居住消费价格变动较为准确。他说的也有道理，问题在于如何推算已经拥有房子的人的虚拟房租。按国际惯例，虚拟租金应该与市场房价挂钩。但大部分中国城镇家庭仍居住在老旧低质的住房里，且计划将来购买新建商品房，他们的住房成本远高于官方CPI中估算的租金。这也是CPI数据严重低估居民通胀预期的原因之一。
第四，测度通货膨胀最终是为了帮助观察宏观经济运行态势，从而制定出符合国情的相关政策。Cecchetti，Genberg，Lipsky，andWadhwani(2000)认为哪些价格应计入通货膨胀纯粹是一个经验问题。我国经济学家宋国青也认为，房价没有纳入CPI中，没必要去讨论，因为“CPI是一种人为的规定，住房消费用租金是一个定义问题。”以CPI为测度通货膨胀的重要指标，同时参考资产价格，也不失为一种好的方法。
总而言之，问题的关键不在于是否把应该将资产价格纳入CPI的计量中，而在于制定相关货币政策时是否应该考虑资产价格因素。就中央银行实现物价稳定的最终目标而言，中央银行必须关注资产价格对通货膨胀的影响。但是目前世界各国的物价指数均未直接包括资产价格，因为物价一般是用来反映不同时点上商品消费的成本变动，属于流量分析。从这个意义上讲，自然不应该包括作为存量的各种资产。建议央行在制定货币政策时，参考资产价格，关注而不钉牢。货币政策不应该以任何直接的方式将资产价格纳入目标体系，而是应该致力于物价的稳定，并保证金融体系足以应付资产价格的波动。
参考文献：
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一、通货膨胀目标制的内涵
作为一种货币政策框架，通货膨胀目标制的基本含义是：货币当局明确以物价稳定为首要目标，并公布通货膨胀率的目标值；同时，通过一定的方法预测通货膨胀的未来走势，将此预测与已经明确宣布的通货膨胀的控制目标相比较，并进行相应的货币政策操作使得届时的通货膨胀率落在目标区内。各采用国在具体操作上当然不尽相同，但均具有以下3特点：①中央银行明确地设定并公布通货膨胀率的控制目标；②该目标的实现为中央银行的优先任务，因此，“经济成长”“充分就业”“国际收支的均衡”为次元目标；③对于目标的实现与否、变更等，中央银行负有信息披露的责任，以期提高货币政策的透明度以及信誉度。
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
从货币政策操作到影响通货膨胀率存在一个相当长的时滞，我国又正处于不断改革之中，经济现象错综复杂、各方面的差异较大，因此更加大了准确预测通胀率的难度，用计量模型来反映如此庞大的一个经济体运行规律并模拟其未来的运行轨迹难度很大。
（五）与西方工业国相比，我国货币政策的透明度、信息披露的力度还有待提高