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摘 要:文章运用扩展的开放条件下IS-LM-AS模型并且采用科伊克模型对我国通货膨胀的成因进行了实证分析。计量结果表明,外汇储备、外汇占款是导致国内物价上涨的最主要的因素;国内经济过热成为物价水平加速上涨的最主要国内因素;通货膨胀是一种货币现象,但不是一种完全货币现象;通货膨胀具有惯性;政府支出对价格水平影响不容忽视。因此,调整对外开放结构,防止经济增长过热和增强货币政策的独立性以及人民币汇率的自主性,将是治理我国通货膨胀的根本途径。
关键词:通胀惯性 货币现象 FTPL IS-LM-AS模型
经过1997年亚洲金融危机后连续几年的物价紧缩,2003年我国的物价已经形成新一轮的上涨趋势。2008年7月17日,国家统计局公布2008年上半年国民经济数据显示,2008年上半年我国居民消费价格总水平(CPI)同比上涨7.9%,其中,6月份居民消费价格上涨7.1%。物价问题已经成为人们普遍关注的焦点。近一年来的物价上涨给老百姓,特别是部分低收入群众生活带来了不小的压力。人们希望政府能够采取有力的措施,把物价稳定下来。面对当今无法预期的国内通货膨胀,我国的政策制定者该如何采取政策组合来缓解国内通货膨胀的压力?本文主要采用扩展的开放经济IS-LM-AS模型考察影响我国通货膨胀的因素,然后提出有关控制物价、抑制通货膨胀的政策建议。
一、模型构建
(一)扩展的开放经济的IS-LM-AS模型(动态随机模型)
本文借鉴动态随机模型得到扩展的开放条件下的通货膨胀政策形成因素分析模型。
IS曲线(财政政策):yt=a1(et+pt*-pt)-a2rt+μt ①
LM曲线(货币政策):mt-pt-yt-1=hpt-kit+φt ②
AS曲线(总供给政策):yt=-b1(st+pt*-pt)+b2(pt-pt-1)+ψt ③
①-③式中,y、p和m分别表示本国的产出、价格和名义货币供给;e是单位外币的本币价格;i和r分别表示名义利率和事前的实际利率;μ、φ和ψ分别表示产品市场冲击、货币需求冲击和总供给冲击,假设服从白噪声过程。除了名义利率和事前的实际利率之外,所有变量都以对数形式表示。
①-③式中就分别给出了本国产品市场、货币市场、总供给以及通货膨胀时间的关系的方程。
(二)扩展的开放条件下的我国通货膨胀形成原因模型
通过①-③式可以得到如下关于通货膨胀形成原因的方程:
pt=f(yt,mt,et,pt-1,gt,it,rt,τt)
由于此模型还存在局限。本文根据我国的经济实际状况,融入我国外汇储备作为外部冲击到本文的计量模型之中,并忽略利率变量。因此得到价格成因理论模型如下:
pt=f(yt,mt,et,gt,pt-1,fe,τt)
本文依据上述模型对我国的通货膨胀的形成原因进行实证检验,并对计量结果进行分析,为我国治理通货膨胀提供经验性的政策建议。
二、数据说明和计量分析
(一)数据说明
由于我国货币供应量的数据统计从1990年开始,本文采用的数据从1990-2007年的年度数据,样本容量为18个。且由于无法获得实际汇率数据,本文将名义汇率纳入模型之中。本文分别将cpi、m、g、fe、e和gdp表示居民消费价格指数、广义货币供应量、财政支出增长率、外汇储备增长率、名义人民币汇率变化率和实际经济增长率(见表1)。
表1 数据、变量名称及来源
变量名称 变量符号 数据来源
通货膨胀 cpi 中国统计局网站
M2增长率 m 中国统计局网站
经济增长率 gdp 中国统计局网站
财政支出增长率 g 中宏数据库
外汇储备增长率 fe 中宏数据库,经过计算整理得来
名义人民币汇率变化率 e 中宏数据库,经过计算整理得来
(二)平稳性检验
首先通过单位根检验确定各变量的平稳性。由于本文样本区间为1990-2007年度,样本容量小,所以选择10%的显著性水平下进行检验。本文使用ADF检验方法,在滞后期数的选择上参照赤池信息准则(SIC),检验结果如表2所示。所有变量在10%显著水平下拒绝原假设存在单位根,即都是为平稳变量。
表2 各变量的单位根检验(根据SIC准则确定滞后阶数)(1990-2007)
变量名称 变量符号 ADF检验 判别参数
通货膨胀 cpi -3.399* 带截距和趋势项,最大滞后为3
M2增长率 m -3.695* 带截距和趋势项,最大滞后为3
财政支出增长率 g -3.670** 带截距项,最大滞后为3
外汇储备增长率 fe -3.852*** 带截距项,最大滞后为3
名义人民币
汇率变化率 e -3.949*** 带截距项,最大滞后为3
经济增长率 gdp -3.208** 带截距项,最大滞后为3
注:***、**、*分别表示1%、5%和10%显著水平拒绝存在单位根的原假设
(三)Granger因果检验
根据赤池信息准则(SIC)选取最优滞后期数,且由于样本容量小,也采用10%的显著性水平,检验结果如表3所示。广义货币供应量、政府支出、经济增长率、外汇储备增长率以及汇率变化率都是通货膨胀的Granger原因。通货膨胀是外汇储备增长率和汇率变化率的Granger原因。但是并不是广义货币供应量、政府支出和经济增长率的Granger原因。
表3 Granger因果关系检验结果
原假设
(H0) 滞后阶数
(根据SIC准则) F值 显著性概率 检验
结果
m不是cpi的原因
cpi不是m的原因 2
2 10.323
2.539 0.003
0.124 拒绝H0*
接受H0
g不是cpi的原因
cpi不是g的原因 2
2 3.834
0.006 0.054
0.994 拒绝H0*
接受H0
gdp不是cpi的原因
cpi不是gdp的原因 2
2 6.326
0.279 0.025
0.606 拒绝H0**
接受H0*
fe不是cpi的原因
cpi不是fe的原因 2
2 4.578
5.391 0.036
0.023 拒绝H0**
拒绝H0**
ex不是cpi的原因
cpi不是ex的原因 3
3 4.354
10.329 0.050
0.006 拒绝H0**
拒绝H0***
注:***、**、*分别表示1%、5%和10%显著水平拒绝原假设
(四)开放条件下通货膨胀成因的检验
由Granger因果检验结果可以说明各变量与通货膨胀之间有稳定的函数关系。而且根据ADF平稳性检验各变量都为平稳序列,可以直接利用经典计量方法(OLS方法)采用科伊克模型对开放条件下的我国通货膨胀决定模型进行了回归检验,回归检验结果如表4所示。
表4 中国通货膨胀成因计量模型检验结果
样本区间:1990-2007,总共18个样本点
变量
名称 变量符号 模型1
货币现象
检验 模型2
财政和货币
政策 模型3
外部冲击 模型4
国内外
显著因素
截距项 c 87.326(28.570***) 76.947(22.331***) -16.544 (-0.62) -12.864(-0.512)
M2
增长率 m 0.829
(6.089***) 0.848
(8.579***) 0.444 (3.736***) 0.526(6.277***)
财政支出增长率 g 0.576
(3.932***) 0.193
(1.195) 0.286
(2.242**)
通胀率滞后一期 cpi(-1) 0.256
(2.426*) 0.197
(2.314**)
经济
增长率
滞后一期 gdp(-1) 0.735
(2.654**) 0.722
(2.743**)
外汇储备增长率 fe 2.141
(0.844) 4.379(3.350***)
名义人民币汇率
变化率 e 7.450
(1.045)
判定系数R2 0.699 0.852 0.966 0.961
校正的R2 0.680 0.832 0.937 0.944
D.W.统计值 1.086 1.719 1.947 2.147
F统计值 37.074*** 43.027*** 32.842*** 54.556***
注:***、**、*分别表示各系数的T-统计量1%、5%和10%显著性水平
从表4开放条件下的价格决定模型计量检验结果可以看出:
第一,通货膨胀最终是一种货币现象。国内货币供应量每增加1%,就会导致通货膨胀上升0.829%。但是判定系数R2不是很高,D.W.统计值表明模型残差存在自相关。从通货膨胀对广义货币供应量的弹性来看,影响系数很大。
第二,国内货币政策和财政政策作为总需求对通货膨胀影响巨大。模型的判定系数R2得到改善,而且模型残差不存在自相关。可以看出在加入了财政支出后,国内广义货币供应量对通货膨胀的影响扩大了。这是因为1995年以前中国中央财政向央行直接透支,虽然1995年颁布了《人民银行法》规定中央财政不得再向央行透支,但是仍然存在着“隐性的变相透支”(周小川,2003)。从财政政策和货币政策的相互关系来看,货币政策很大程度上是被动地适应于财政政策。财政支出对通货膨胀的影响也很大,这是由于政府支出作为国民经济中总需求的一部分,在对国内价格水平的作用主要体现在总供给和总需求的相互作用中。我国对大宗商品总需求剧增拉动价格的上升;另外,财政支出并没有“挤出”国内的私人投资,相反“挤入”了私人投资。政府通过政府支出进行基础设施建设,改善了民间投资环境。积极的财政政策带动了民间投资、外商投资和净出口的不断扩大,进而拉动了经济的增长。
第三,在外部冲击模型中,其在财政政策和货币政策模型基础上增加了外汇储备增长率和名义人民币汇率增长率两个外部冲击因子以及代表通胀惯性(粘性)的通货膨胀滞后一期和经济增长率滞后一期。从模型的计量结果中可以看出,名义人民币汇率变化率是最大的影响因子,其次是外汇储备。但是两者的T-统计量都不显著。这说明提高人民币升值的幅度和汇率灵活波动无法抑制国内通货膨胀上升的压力。可能是外国厂商在我国市场上的定价策略采用的是 “依市场定价”。由于外部冲击模型中各变量在统计上不显著,所以在此模型的基础上删除名义汇率变化率变量后得到国内外政策变量显著模型:校正后的判定系数R2最好,D.W.统计值显示模型残差不存在自相关,而且模型中的其他变量的系数也得到提高。其中外汇储备对我国通货膨胀的影响力最大,与黄新飞、舒元(2007)的研究结果外汇储备的增加是影响我国长期通货膨胀最重要的因素相一致。在开放条件下,由于20世纪90年代中期以来除了金融危机的影响的几年,我国的经济一直过热,固定投资过快、信贷增长过快、进出口贸易增长过快等问题基本上没有改变。国内经济增长率成为影响物价的最具影响力的因素。通胀率滞后一期对国内通货膨胀的影响系数可以知道,上一期通货膨胀上涨为1%会导致本期通货膨胀上升0.197%。我国通货膨胀具有惯性,这是因为我国的社会主义市场经济体制还不完善,价格、利率等市场信息传输渠道不顺畅,导致市场微观主体对我国的政策难以达到预期效果。
从综合扩展的开放条件下价格模型的计量结果来看:外汇储备的急剧增长,外汇占款的上升以及中央银行对冲手段的有限,外汇储备必然导致国内央行货币政策独立性一定程度上的丧失,即在某种程度上货币政策有“外包”现象;国内经济过热成为导致物价水平加速上涨的最主要国内因素;通货膨胀是一种货币现象,但不是一种完全货币现象;通货膨胀具有惯性;政府支出对价格水平影响不容忽视,甚至以爆炸性的方式起作用;人民币升值难以抑制国内通货膨胀的压力。
三、结论和政策含义
本文通过文献综述与经验研究对我国通货膨胀的形成原因进行了探讨,基本结论与相关政策含义如下:
第一,积极、谨慎应对持续增加的外汇储备给我国经济带来的影响。由于一段时期内我国经济的强劲增长以及美国、日本等发达国家经济的低迷,我国外汇储备的增长势头在短期内难以压制。我们要继续改革开放,发展“走出去”的战略,充分利用“两个市场”,以及打击“热钱”的投机套利,以缓解外汇储备对我国经济的负面影响。
第二,密切关注国内经济政策对通货膨胀的影响,特别是要控制经济过热以抑制通货膨胀加速的趋势;由于外部冲击的影响,中央银行的货币政策的独立性受到挑战,应增强货币政策的独立性;政府的财政支出预算可以抑制全社会过度投资需求,进而避免经济过热,最终有助于缓解通货膨胀压力。
第三,人民币升值应采取谨慎的态度,要符合我国的实际经济情况,不能对人民币汇率进行“休克”疗法,以避免重蹈日本金融泡沫的覆辙。而且有些经济学家也预期人民币升值的步伐将会放缓,成为一种政策性的工具,这也验证了人民币升值对于缓解通货膨胀的无效性。
(作者单位:江西财经大学)
【参考文献】
1、范从来,刘晓辉.开放经济条件下货币政策分析框架的选择[J].经济理论与经济管理,2008(3).
2、黄新飞,舒元.基于VAR模型的FDI与中国通货膨胀的经验分析[J].世界经济,2007(10).
关键词:通胀惯性 货币现象 FTPL IS-LM-AS模型
经过1997年亚洲金融危机后连续几年的物价紧缩,2003年我国的物价已经形成新一轮的上涨趋势。2008年7月17日,国家统计局公布2008年上半年国民经济数据显示,2008年上半年我国居民消费价格总水平(CPI)同比上涨7.9%,其中,6月份居民消费价格上涨7.1%。物价问题已经成为人们普遍关注的焦点。近一年来的物价上涨给老百姓,特别是部分低收入群众生活带来了不小的压力。人们希望政府能够采取有力的措施,把物价稳定下来。面对当今无法预期的国内通货膨胀,我国的政策制定者该如何采取政策组合来缓解国内通货膨胀的压力?本文主要采用扩展的开放经济IS-LM-AS模型考察影响我国通货膨胀的因素,然后提出有关控制物价、抑制通货膨胀的政策建议。
一、模型构建
(一)扩展的开放经济的IS-LM-AS模型(动态随机模型)
本文借鉴动态随机模型得到扩展的开放条件下的通货膨胀政策形成因素分析模型。
IS曲线(财政政策):yt=a1(et+pt*-pt)-a2rt+μt ①
LM曲线(货币政策):mt-pt-yt-1=hpt-kit+φt ②
AS曲线(总供给政策):yt=-b1(st+pt*-pt)+b2(pt-pt-1)+ψt ③
①-③式中,y、p和m分别表示本国的产出、价格和名义货币供给;e是单位外币的本币价格;i和r分别表示名义利率和事前的实际利率;μ、φ和ψ分别表示产品市场冲击、货币需求冲击和总供给冲击,假设服从白噪声过程。除了名义利率和事前的实际利率之外,所有变量都以对数形式表示。
①-③式中就分别给出了本国产品市场、货币市场、总供给以及通货膨胀时间的关系的方程。
(二)扩展的开放条件下的我国通货膨胀形成原因模型
通过①-③式可以得到如下关于通货膨胀形成原因的方程:
pt=f(yt,mt,et,pt-1,gt,it,rt,τt)
由于此模型还存在局限。本文根据我国的经济实际状况,融入我国外汇储备作为外部冲击到本文的计量模型之中,并忽略利率变量。因此得到价格成因理论模型如下:
pt=f(yt,mt,et,gt,pt-1,fe,τt)
本文依据上述模型对我国的通货膨胀的形成原因进行实证检验,并对计量结果进行分析,为我国治理通货膨胀提供经验性的政策建议。
二、数据说明和计量分析
(一)数据说明
由于我国货币供应量的数据统计从1990年开始,本文采用的数据从1990-2007年的年度数据,样本容量为18个。且由于无法获得实际汇率数据,本文将名义汇率纳入模型之中。本文分别将cpi、m、g、fe、e和gdp表示居民消费价格指数、广义货币供应量、财政支出增长率、外汇储备增长率、名义人民币汇率变化率和实际经济增长率(见表1)。
表1 数据、变量名称及来源
变量名称 变量符号 数据来源
通货膨胀 cpi 中国统计局网站
M2增长率 m 中国统计局网站
经济增长率 gdp 中国统计局网站
财政支出增长率 g 中宏数据库
外汇储备增长率 fe 中宏数据库,经过计算整理得来
名义人民币汇率变化率 e 中宏数据库,经过计算整理得来
(二)平稳性检验
首先通过单位根检验确定各变量的平稳性。由于本文样本区间为1990-2007年度,样本容量小,所以选择10%的显著性水平下进行检验。本文使用ADF检验方法,在滞后期数的选择上参照赤池信息准则(SIC),检验结果如表2所示。所有变量在10%显著水平下拒绝原假设存在单位根,即都是为平稳变量。
表2 各变量的单位根检验(根据SIC准则确定滞后阶数)(1990-2007)
变量名称 变量符号 ADF检验 判别参数
通货膨胀 cpi -3.399* 带截距和趋势项,最大滞后为3
M2增长率 m -3.695* 带截距和趋势项,最大滞后为3
财政支出增长率 g -3.670** 带截距项,最大滞后为3
外汇储备增长率 fe -3.852*** 带截距项,最大滞后为3
名义人民币
汇率变化率 e -3.949*** 带截距项,最大滞后为3
经济增长率 gdp -3.208** 带截距项,最大滞后为3
注:***、**、*分别表示1%、5%和10%显著水平拒绝存在单位根的原假设
(三)Granger因果检验
根据赤池信息准则(SIC)选取最优滞后期数,且由于样本容量小,也采用10%的显著性水平,检验结果如表3所示。广义货币供应量、政府支出、经济增长率、外汇储备增长率以及汇率变化率都是通货膨胀的Granger原因。通货膨胀是外汇储备增长率和汇率变化率的Granger原因。但是并不是广义货币供应量、政府支出和经济增长率的Granger原因。
表3 Granger因果关系检验结果
原假设
(H0) 滞后阶数
(根据SIC准则) F值 显著性概率 检验
结果
m不是cpi的原因
cpi不是m的原因 2
2 10.323
2.539 0.003
0.124 拒绝H0*
接受H0
g不是cpi的原因
cpi不是g的原因 2
2 3.834
0.006 0.054
0.994 拒绝H0*
接受H0
gdp不是cpi的原因
cpi不是gdp的原因 2
2 6.326
0.279 0.025
0.606 拒绝H0**
接受H0*
fe不是cpi的原因
cpi不是fe的原因 2
2 4.578
5.391 0.036
0.023 拒绝H0**
拒绝H0**
ex不是cpi的原因
cpi不是ex的原因 3
3 4.354
10.329 0.050
0.006 拒绝H0**
拒绝H0***
注:***、**、*分别表示1%、5%和10%显著水平拒绝原假设
(四)开放条件下通货膨胀成因的检验
由Granger因果检验结果可以说明各变量与通货膨胀之间有稳定的函数关系。而且根据ADF平稳性检验各变量都为平稳序列,可以直接利用经典计量方法(OLS方法)采用科伊克模型对开放条件下的我国通货膨胀决定模型进行了回归检验,回归检验结果如表4所示。
表4 中国通货膨胀成因计量模型检验结果
样本区间:1990-2007,总共18个样本点
变量
名称 变量符号 模型1
货币现象
检验 模型2
财政和货币
政策 模型3
外部冲击 模型4
国内外
显著因素
截距项 c 87.326(28.570***) 76.947(22.331***) -16.544 (-0.62) -12.864(-0.512)
M2
增长率 m 0.829
(6.089***) 0.848
(8.579***) 0.444 (3.736***) 0.526(6.277***)
财政支出增长率 g 0.576
(3.932***) 0.193
(1.195) 0.286
(2.242**)
通胀率滞后一期 cpi(-1) 0.256
(2.426*) 0.197
(2.314**)
经济
增长率
滞后一期 gdp(-1) 0.735
(2.654**) 0.722
(2.743**)
外汇储备增长率 fe 2.141
(0.844) 4.379(3.350***)
名义人民币汇率
变化率 e 7.450
(1.045)
判定系数R2 0.699 0.852 0.966 0.961
校正的R2 0.680 0.832 0.937 0.944
D.W.统计值 1.086 1.719 1.947 2.147
F统计值 37.074*** 43.027*** 32.842*** 54.556***
注:***、**、*分别表示各系数的T-统计量1%、5%和10%显著性水平
从表4开放条件下的价格决定模型计量检验结果可以看出:
第一,通货膨胀最终是一种货币现象。国内货币供应量每增加1%,就会导致通货膨胀上升0.829%。但是判定系数R2不是很高,D.W.统计值表明模型残差存在自相关。从通货膨胀对广义货币供应量的弹性来看,影响系数很大。
第二,国内货币政策和财政政策作为总需求对通货膨胀影响巨大。模型的判定系数R2得到改善,而且模型残差不存在自相关。可以看出在加入了财政支出后,国内广义货币供应量对通货膨胀的影响扩大了。这是因为1995年以前中国中央财政向央行直接透支,虽然1995年颁布了《人民银行法》规定中央财政不得再向央行透支,但是仍然存在着“隐性的变相透支”(周小川,2003)。从财政政策和货币政策的相互关系来看,货币政策很大程度上是被动地适应于财政政策。财政支出对通货膨胀的影响也很大,这是由于政府支出作为国民经济中总需求的一部分,在对国内价格水平的作用主要体现在总供给和总需求的相互作用中。我国对大宗商品总需求剧增拉动价格的上升;另外,财政支出并没有“挤出”国内的私人投资,相反“挤入”了私人投资。政府通过政府支出进行基础设施建设,改善了民间投资环境。积极的财政政策带动了民间投资、外商投资和净出口的不断扩大,进而拉动了经济的增长。
第三,在外部冲击模型中,其在财政政策和货币政策模型基础上增加了外汇储备增长率和名义人民币汇率增长率两个外部冲击因子以及代表通胀惯性(粘性)的通货膨胀滞后一期和经济增长率滞后一期。从模型的计量结果中可以看出,名义人民币汇率变化率是最大的影响因子,其次是外汇储备。但是两者的T-统计量都不显著。这说明提高人民币升值的幅度和汇率灵活波动无法抑制国内通货膨胀上升的压力。可能是外国厂商在我国市场上的定价策略采用的是 “依市场定价”。由于外部冲击模型中各变量在统计上不显著,所以在此模型的基础上删除名义汇率变化率变量后得到国内外政策变量显著模型:校正后的判定系数R2最好,D.W.统计值显示模型残差不存在自相关,而且模型中的其他变量的系数也得到提高。其中外汇储备对我国通货膨胀的影响力最大,与黄新飞、舒元(2007)的研究结果外汇储备的增加是影响我国长期通货膨胀最重要的因素相一致。在开放条件下,由于20世纪90年代中期以来除了金融危机的影响的几年,我国的经济一直过热,固定投资过快、信贷增长过快、进出口贸易增长过快等问题基本上没有改变。国内经济增长率成为影响物价的最具影响力的因素。通胀率滞后一期对国内通货膨胀的影响系数可以知道,上一期通货膨胀上涨为1%会导致本期通货膨胀上升0.197%。我国通货膨胀具有惯性,这是因为我国的社会主义市场经济体制还不完善,价格、利率等市场信息传输渠道不顺畅,导致市场微观主体对我国的政策难以达到预期效果。
从综合扩展的开放条件下价格模型的计量结果来看:外汇储备的急剧增长,外汇占款的上升以及中央银行对冲手段的有限,外汇储备必然导致国内央行货币政策独立性一定程度上的丧失,即在某种程度上货币政策有“外包”现象;国内经济过热成为导致物价水平加速上涨的最主要国内因素;通货膨胀是一种货币现象,但不是一种完全货币现象;通货膨胀具有惯性;政府支出对价格水平影响不容忽视,甚至以爆炸性的方式起作用;人民币升值难以抑制国内通货膨胀的压力。
三、结论和政策含义
本文通过文献综述与经验研究对我国通货膨胀的形成原因进行了探讨,基本结论与相关政策含义如下:
第一,积极、谨慎应对持续增加的外汇储备给我国经济带来的影响。由于一段时期内我国经济的强劲增长以及美国、日本等发达国家经济的低迷,我国外汇储备的增长势头在短期内难以压制。我们要继续改革开放,发展“走出去”的战略,充分利用“两个市场”,以及打击“热钱”的投机套利,以缓解外汇储备对我国经济的负面影响。
第二,密切关注国内经济政策对通货膨胀的影响,特别是要控制经济过热以抑制通货膨胀加速的趋势;由于外部冲击的影响,中央银行的货币政策的独立性受到挑战,应增强货币政策的独立性;政府的财政支出预算可以抑制全社会过度投资需求,进而避免经济过热,最终有助于缓解通货膨胀压力。
第三,人民币升值应采取谨慎的态度,要符合我国的实际经济情况,不能对人民币汇率进行“休克”疗法,以避免重蹈日本金融泡沫的覆辙。而且有些经济学家也预期人民币升值的步伐将会放缓,成为一种政策性的工具,这也验证了人民币升值对于缓解通货膨胀的无效性。
(作者单位:江西财经大学)
【参考文献】
1、范从来,刘晓辉.开放经济条件下货币政策分析框架的选择[J].经济理论与经济管理,2008(3).
2、黄新飞,舒元.基于VAR模型的FDI与中国通货膨胀的经验分析[J].世界经济,2007(10).