沈春華，許滌龍，路 蕓

(1.湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長沙 410205；2.湖南大學(xué)a.兩型社會(huì)研究院；b.金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，湖南 長沙 410079)

一、引 言

國際金融危機(jī)后，各國都采取了寬松的財(cái)政政策和貨幣政策，維持金融系統(tǒng)信用體系，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展，但是也導(dǎo)致了隨后的物價(jià)水平上漲，治理通貨膨脹逐漸成為金融危機(jī)后的重要經(jīng)濟(jì)課題，通貨膨脹也再次成為宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中計(jì)量研究熱點(diǎn)。面對(duì)近期我國的通貨膨脹形勢(shì)，通過宏觀調(diào)控抑制通貨膨脹成為當(dāng)前穩(wěn)健貨幣政策的首要任務(wù)。而我國貨幣政策對(duì)于通貨膨脹的引導(dǎo)控制效果、通貨膨脹對(duì)貨幣政策的反饋?zhàn)饔枚寂c通貨膨脹率生成過程緊密相關(guān)，體現(xiàn)在通貨膨脹的波動(dòng)路徑和調(diào)整過程之中。因此，定量分析通貨膨脹率動(dòng)態(tài)波動(dòng)路徑具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

目前對(duì)于通貨膨脹率動(dòng)態(tài)波動(dòng)路徑的研究主要集中在以下兩個(gè)方面：一是通貨膨脹波動(dòng)的非線性特征及調(diào)整的非對(duì)稱性。國內(nèi)外學(xué)者主要從經(jīng)驗(yàn)角度驗(yàn)證通貨膨脹率的非線性數(shù)據(jù)生成過程。國外學(xué)者Walters Enders和Stan Hurn(2002)［1］運(yùn)用門限自回歸模型驗(yàn)證了澳大利亞通貨膨脹存在顯著的非對(duì)稱性；國內(nèi)學(xué)者應(yīng)用Markov區(qū)制轉(zhuǎn)移模型［2］、門限自回歸模型、LSTAR模型、多種非對(duì)稱GARCH模型各自對(duì)我國通貨膨脹率的動(dòng)態(tài)特征進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果都表明我國通貨膨脹存在顯著的非線性特征；此外，李穎、林景潤、高鐵梅等(2010)［3］通過非線性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)實(shí)際通貨膨脹率對(duì)于不同的通脹預(yù)期表現(xiàn)出顯著的非對(duì)稱反應(yīng)特征，且非線性的LSTR模型擬合效果優(yōu)于線性回歸模型。

二是通貨膨脹的區(qū)制轉(zhuǎn)移以及其傳導(dǎo)性。通貨膨脹率的可傳導(dǎo)性以及通脹膨脹區(qū)制的劃分是研究通貨膨脹動(dòng)態(tài)波動(dòng)路徑的重要基點(diǎn)。國內(nèi)實(shí)證經(jīng)驗(yàn)研究對(duì)于通貨膨脹率轉(zhuǎn)移區(qū)制個(gè)數(shù)目前還沒有形成一致性結(jié)論，從而也導(dǎo)致了無法從經(jīng)驗(yàn)上確定通貨膨脹率可傳導(dǎo)性的可持續(xù)性具體處于哪一個(gè)區(qū)制。國外學(xué)者Shyh-Wei Chen等(2006)［4］運(yùn)用Hamilton的flexible regression model來考察我國臺(tái)灣地區(qū)通貨膨脹，研究表明通貨膨脹是在兩區(qū)制內(nèi)進(jìn)行相互轉(zhuǎn)移；我國學(xué)者龍如銀、鄭挺國、云航(2005)［5］應(yīng)用Markov區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，發(fā)現(xiàn)我國通貨膨脹路徑中僅存在高通脹區(qū)制和低通脹區(qū)制，且高通脹區(qū)制的持續(xù)期遠(yuǎn)高于低通脹區(qū)制持續(xù)期；張屹山、張代強(qiáng)(2008)［6］利用門限自回歸模型證實(shí)我國通貨膨脹可以劃分為兩個(gè)狀態(tài)，即加速通脹狀態(tài)和減速通脹狀態(tài)，且通脹率在這兩個(gè)狀態(tài)下都具有高持久性；王培輝、袁薇(2010)［7］應(yīng)用LSTAR模型進(jìn)行實(shí)證研究，將我國通貨膨脹率動(dòng)態(tài)變化劃分為減速通貨膨脹狀態(tài)、適中通貨膨脹狀態(tài)和加速通貨膨脹狀態(tài)三個(gè)區(qū)制，同時(shí)在不同區(qū)制下，通貨膨脹率均具有較高的持久性，但中間狀態(tài)的持久性明顯低于其他兩種狀態(tài)。

綜上所述，我國學(xué)者對(duì)通貨膨脹率具有顯著非線性大致達(dá)成了共識(shí)，但所使用的某些方法存在著一定的局限性，運(yùn)用非線性模型對(duì)我國通貨膨脹的研究還略顯單薄。同時(shí)，我國通貨膨脹率轉(zhuǎn)移變換過程的區(qū)制個(gè)數(shù)，以及通貨膨脹率具體在哪個(gè)區(qū)制內(nèi)具有可持續(xù)傳導(dǎo)性方面沒有形成一致性結(jié)論。此外，隨著我國貨幣政策中介目標(biāo)和最終目標(biāo)的逐漸轉(zhuǎn)移，我國通貨膨脹可能出現(xiàn)顯著的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，通脹區(qū)制也有可能隨之發(fā)生變化，添加最新時(shí)序樣本，對(duì)通貨膨脹的波動(dòng)調(diào)整特征的研究及時(shí)跟進(jìn)，更顯得尤為必要。因此本文基于非線性時(shí)間序列模型能高度刻畫通貨膨脹率數(shù)據(jù)生成過程的特點(diǎn)，來探討我國通貨膨脹率動(dòng)態(tài)波動(dòng)特征，即通貨膨脹顯著非線性、轉(zhuǎn)移區(qū)制的個(gè)數(shù)以及區(qū)制內(nèi)通脹率的可持續(xù)傳導(dǎo)性，進(jìn)而分析判別我國貨幣政策實(shí)施的有效性及穩(wěn)健性。

二、理論模型構(gòu)建

許多經(jīng)濟(jì)學(xué)理論包含如下區(qū)間轉(zhuǎn)換思想，當(dāng)經(jīng)濟(jì)變量在不同范圍進(jìn)行調(diào)整時(shí)，經(jīng)濟(jì)也表現(xiàn)出不同的行為反饋。比如，如果利率下降而不是上升，儲(chǔ)蓄模型就有不同結(jié)構(gòu)；如果生產(chǎn)力接近飽和或就業(yè)率較高，行業(yè)就改變自身的決策［8］。這種區(qū)間轉(zhuǎn)換思想存在于大量的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象之中，同時(shí)也體現(xiàn)在通貨膨脹的動(dòng)態(tài)調(diào)整路徑中。目前對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的非線性研究主要有多種方法，由于經(jīng)濟(jì)過程表現(xiàn)出的非線性特征是以機(jī)制轉(zhuǎn)移為基礎(chǔ)，而通貨膨脹機(jī)制轉(zhuǎn)移比較劇烈，其影響深度和寬度都比較大，故本文選用平滑轉(zhuǎn)移模型(smooth transition regression)，它的優(yōu)點(diǎn)在于可以將數(shù)據(jù)生成過程中的非線性信息轉(zhuǎn)換成可以控制的模型機(jī)制，通過選取不同的轉(zhuǎn)移變量或轉(zhuǎn)移函數(shù)形式對(duì)經(jīng)濟(jì)變量在不同極端機(jī)制間的非線性轉(zhuǎn)換做出較為準(zhǔn)確地刻畫［9］。

平滑轉(zhuǎn)移模型基本的表達(dá)方程形式是：

奇函數(shù)：

偶函數(shù)：

三、實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來源與預(yù)處理

本文采集我國1990年1月到2011年8月的CPI同比數(shù)據(jù)作為通貨膨脹率的代表，相較環(huán)比CPI而言同比CPI消除了季節(jié)因素的影響，能更好地反映物價(jià)真實(shí)波動(dòng)狀況，數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》等。

首先，繪制我國同比CPI序列圖(見圖1)。據(jù)圖1可知，我國CPI在1996年底前都是處于較高區(qū)間，最高值127.7出現(xiàn)在1994年1月份，而最小值97.8出現(xiàn)在1999年4月份和5月份，以1996年底為界限，在此之前我國通貨膨脹均值為110.9952，而此后均值只有101.7972，證實(shí)我國過去一直處于高通脹區(qū)間，結(jié)合方差角度分析，前期通貨膨脹的方差為59.25636，后期通貨膨脹方差為6.510729，兩者差異較大，這從側(cè)面證實(shí)我國貨幣政策最終目標(biāo)轉(zhuǎn)向以控制通貨膨脹來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)發(fā)展，從而通貨膨脹動(dòng)態(tài)波動(dòng)趨于平緩，也間接表明我國目前已處于低通脹區(qū)。

圖1 我國1990年1月-2011年8月同比CPI序列圖

其次，為保證模型的適用性，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。主要驗(yàn)證數(shù)據(jù)生成過程是否具有可預(yù)測(cè)性和可延續(xù)性等，所采用的方法為Markov，PP和KPSS單位根檢驗(yàn)。ADF和PP的原假設(shè)與KPSS的原假設(shè)不一致，ADF和PP檢驗(yàn)假設(shè)原假設(shè)存在單位根過程，而對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)變量，經(jīng)常無法拒絕原假設(shè)，因此導(dǎo)致單位根檢驗(yàn)功效不高。為此本文采用KPSS檢驗(yàn)作為ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)的補(bǔ)充，從而能夠綜合提高單位根檢驗(yàn)的功效，保證模型建立時(shí)不會(huì)存在偽回歸，檢驗(yàn)的具體結(jié)果如表1，差分之前，各序列表現(xiàn)為存在單位根，該序列不是平穩(wěn)的，經(jīng)過一階差分之后，同比CPI序列表現(xiàn)平穩(wěn)。

同時(shí)，同比CPI序列的KPSS檢驗(yàn)結(jié)果表明所得統(tǒng)計(jì)量值均大于5%的顯著性水平臨界值0.463，序列數(shù)據(jù)不具有I(0)過程，而一階差分序列統(tǒng)計(jì)量值均小于臨界值，無法在顯著性水平為5%時(shí)，拒絕原假設(shè)。因此平穩(wěn)性檢驗(yàn)表明同比CPI序列具有I(1)過程。

表1 CPI和ΔCPI平穩(wěn)性檢驗(yàn)

(二)模型設(shè)定

本文中的模型設(shè)定主要包括滯后期的確定、線性檢驗(yàn)以及轉(zhuǎn)移變量的確定，據(jù)此，下文將依次對(duì)這些設(shè)定進(jìn)行驗(yàn)證。

本文借鑒趙進(jìn)文(2005)［10］所用方法，根據(jù)Sensier和Osborn(2002)將所有的線性和非線性模型的最高滯后階數(shù)均設(shè)為8，然后依據(jù)信息AIC準(zhǔn)則和BIC準(zhǔn)則，以及回歸各模型參數(shù)的估計(jì)效果確定模型滯后階數(shù)。最終確定，滯后2階的AIC準(zhǔn)則和BIC準(zhǔn)則值是最小的，分別為599.4989和613.7262，并且模型所估計(jì)參數(shù)都能通過顯著性水平檢驗(yàn)，因此本文選取模型的滯后階數(shù)為2階。

模型線性檢驗(yàn)是依據(jù)所構(gòu)造的LM統(tǒng)計(jì)量來進(jìn)行判定，其原假設(shè)H該模型是線性模型，選擇假設(shè)的模型是LSTR，當(dāng)其拒絕原假設(shè)時(shí)，同時(shí)從數(shù)據(jù)確定轉(zhuǎn)移變量。而模型具體形式的確定需通過序貫檢驗(yàn)。根據(jù)線性假設(shè)和序貫假設(shè)，進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，其結(jié)果如表2所示。

表2 線性檢驗(yàn)、轉(zhuǎn)移變量確定以及最終模型形式判定

據(jù)表2可知，我國通貨膨脹存在顯著的非線性特征，源于價(jià)格水平的變化是存在顯著的價(jià)格黏性，導(dǎo)致通貨膨脹率不能快速反應(yīng)市場需求以及政策需求的變化。同時(shí)模型類型選擇表明模型的轉(zhuǎn)移變量為ΔCPIt-1，模型最終形式為LSTR2，即通貨膨脹率存在多個(gè)區(qū)制，證明通貨膨脹是在高通脹、低通脹以及高低通脹的緩沖區(qū)制三種不同區(qū)制下進(jìn)行機(jī)制轉(zhuǎn)移。

(三)模型參數(shù)估計(jì)

STR模型參數(shù)估計(jì)遵循非線性最優(yōu)化的路線，估計(jì)轉(zhuǎn)換函數(shù)中的γ和c。本文選擇網(wǎng)格搜尋法，其基本思想為：選取γ的一組值和c的一組值，對(duì)兩組數(shù)據(jù)分別進(jìn)行組合，將各組合分別代入到轉(zhuǎn)換函數(shù)中，找到使得轉(zhuǎn)換函數(shù)估計(jì)所得的殘差平方和最小的γ和c，所得γ和c即為轉(zhuǎn)換函數(shù)的參數(shù)，得出的各模型初始值如表3，其展現(xiàn)了該模型的平滑參數(shù)和位置參數(shù)的初始估計(jì)值的區(qū)間范圍，而只有平滑參數(shù)和位置參數(shù)的初始估計(jì)值落在其構(gòu)造的區(qū)間內(nèi)，才可以作進(jìn)一步的參數(shù)估計(jì)和優(yōu)化。

表3 平滑參數(shù)和位置參數(shù)的初始估計(jì)值

從表3中得到相應(yīng)的參數(shù)值都落在了相對(duì)應(yīng)的區(qū)間內(nèi)，平滑參數(shù)的初始值較高，且位置參數(shù)的初始值也相對(duì)較高，是我國通貨膨脹大多處于位置參數(shù)C1以下，數(shù)值集中度和時(shí)間集中度較高，而且大都處于1998年以后。根據(jù)平滑參數(shù)和位置參數(shù)的初始估計(jì)值，結(jié)合理論模型的構(gòu)建，擬合的回歸方程如下：

根據(jù)模型的回歸結(jié)果，式(4)中括號(hào)內(nèi)是系數(shù)顯著性檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值所對(duì)應(yīng)的p值，結(jié)果表明各變量都能通過顯著性檢驗(yàn)。同時(shí)，對(duì)模型殘差序列進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，其構(gòu)造的統(tǒng)計(jì)量所對(duì)應(yīng)的 p值均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于顯著性水平0.05，表明殘差序列不存在線性相關(guān)性，參數(shù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)也表明非線性模型能夠很好地?cái)M合數(shù)據(jù)生成過程，刻畫基于不同經(jīng)濟(jì)背景條件下的數(shù)據(jù)動(dòng)態(tài)變化過程。同時(shí)可以計(jì)算出該非線性模型各時(shí)點(diǎn)的轉(zhuǎn)移函數(shù)值，據(jù)此構(gòu)建出轉(zhuǎn)移函數(shù)圖像，如圖2所示。

圖2 轉(zhuǎn)換函數(shù)G(st;γ;c)圖像

同時(shí)根據(jù)模型所估計(jì)的位置參數(shù)，即C1為1.45517和C2為1.96207，可將我國差分后的CPI劃分為三個(gè)區(qū)制，即圖3所示。

圖3 CPI區(qū)制劃分圖

(四)實(shí)證結(jié)果分析

模型設(shè)定形式判定表明通貨膨脹率呈現(xiàn)出顯著的非線性特征。同時(shí)對(duì)式(4)各參數(shù)進(jìn)行分析可知，LSTR模型平滑參數(shù)最終估計(jì)值為26.49158，導(dǎo)致轉(zhuǎn)移函數(shù)能夠快速地向1進(jìn)行較快，即通貨膨脹率從一種狀態(tài)轉(zhuǎn)移到另一種狀態(tài)的時(shí)間較短，同時(shí)圖2表明轉(zhuǎn)移函數(shù)總是處于極端值狀態(tài)，因而區(qū)制轉(zhuǎn)移具有較強(qiáng)的延續(xù)性。轉(zhuǎn)移函數(shù)由于具有較高的平滑參數(shù)和位置參數(shù)，致使轉(zhuǎn)移函數(shù)值大都處于極端值1狀態(tài)，特別當(dāng)我國貨幣政策轉(zhuǎn)向以穩(wěn)定物價(jià)水平以后。因此相鄰期間同比CPI增長率之差的一階遞增值對(duì)其偏效應(yīng)為0.35634，高于其二階遞增值的偏效應(yīng)0.13806，CPI增長率之差的一階遞增值的偏效應(yīng)大于0意味著我國通貨膨脹率具有顯著的滯后一期正效應(yīng)，其偏效應(yīng)為1.35634，而將CPI增長率之差的一階遞增值的偏效應(yīng)與CPI增長率之差的二階遞增值的偏效應(yīng)相結(jié)合可知我國通貨膨脹率具有顯著的二階負(fù)效應(yīng)，其偏效應(yīng)為-0.21828，但從通貨膨脹率數(shù)據(jù)生成過程可以得出，各項(xiàng)自回歸系數(shù)之和為1.13806，大于1，該結(jié)果表明我國通貨膨脹具有較高的持久性，且具有顯著的持續(xù)發(fā)散擴(kuò)張過程，兩者正向的偏效應(yīng)也證明了我國通貨膨脹具有顯著傳導(dǎo)性，高通脹意味著更高的通貨膨脹，低通脹表明者更低的通貨膨脹。

同時(shí)據(jù)圖3可知，兩位置參數(shù)的穩(wěn)健存在性將我國通貨膨脹劃分為三個(gè)區(qū)制，結(jié)合整個(gè)樣本區(qū)間分析可知，我國通貨膨脹大都處于低通脹區(qū)域，相鄰期間同比CPI增長率之差絕大部分控制在1.45517%以下，這明顯證明通貨膨脹率的可傳導(dǎo)性主要體現(xiàn)在低通脹區(qū)制內(nèi)，這亦可以從通貨膨脹率的描述性分析可知，近期我國通脹率都是處于一個(gè)穩(wěn)定的區(qū)間內(nèi)，貨幣政策呈現(xiàn)出一定程度的低通脹偏好，而高通脹區(qū)制由于外部政策干預(yù)影響下，無法實(shí)現(xiàn)內(nèi)部數(shù)據(jù)生成機(jī)制，因此我國通貨膨脹區(qū)制的可傳導(dǎo)性主要體現(xiàn)在低通脹區(qū)制，即低通脹區(qū)制的可持續(xù)性遠(yuǎn)高于高通脹區(qū)制的可持續(xù)性。這間接表明我國貨幣政策存在著一定程度的通脹偏好，以及貨幣政策以穩(wěn)定物價(jià)作為宏觀調(diào)控最終目標(biāo)之一。同時(shí)，這也間接證實(shí)了我國近十多年貨幣政策高效性，穩(wěn)健保障了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的平穩(wěn)快速。

四、主要結(jié)論

本文利用LSTR2非線性模型刻畫了我國1990年1月到2011年8月的CPI通貨膨脹率同比數(shù)據(jù)生成過程以及其動(dòng)態(tài)波動(dòng)路徑，基于此得出以下三個(gè)結(jié)論。

(1)我國通貨膨脹率具有顯著的非線性特征，亦呈現(xiàn)出明顯的非線性調(diào)整。實(shí)證分析證明我國通貨膨脹模型是呈現(xiàn)出顯著的三區(qū)制非線性特征，且我國大多處于低通脹區(qū)間，觀察我國通貨膨脹率歷史數(shù)據(jù)可知，在1990年至1996年底期間，通貨膨脹率都處于歷史較高區(qū)間，但是近些年實(shí)踐表明我國已成功控制高通貨膨脹，實(shí)現(xiàn)了其向低通脹區(qū)間的轉(zhuǎn)移，并維持其處于低通脹區(qū)間，這也間接證明我國貨幣政策最終目標(biāo)的變遷，同時(shí)貨幣政策在高通脹區(qū)間與低通脹區(qū)間作用效果的不對(duì)稱，表明了通貨膨脹對(duì)貨幣政策的反饋?zhàn)饔靡渤尸F(xiàn)出非線性。

(2)我國通貨膨脹率存在三區(qū)制。實(shí)證分析表明我國存在高通脹、低通脹以及高低通脹的緩沖區(qū)制，而位置參數(shù)以及轉(zhuǎn)移函數(shù)圖表明區(qū)制間轉(zhuǎn)移速度快和程度劇烈。結(jié)合我國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀，可知貨幣經(jīng)濟(jì)政策、需求管理政策以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)遷移等導(dǎo)致我國通貨膨脹呈現(xiàn)出明顯的多區(qū)制轉(zhuǎn)移狀態(tài)，同時(shí)區(qū)制間劇烈波動(dòng)，表明經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的劇變，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)波動(dòng)程度劇烈，致使通貨膨脹原始數(shù)據(jù)無法平穩(wěn)生成，間接表明我國貨幣政策對(duì)通貨膨脹引導(dǎo)控制的靈敏性和有效性。

(3)我國通貨膨脹具有顯著的可傳導(dǎo)性，且低通脹區(qū)制可持續(xù)性遠(yuǎn)高于高通脹區(qū)制可持續(xù)性。根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)原理可知，在沒有外部干預(yù)政策影響的情況下，高通脹傳導(dǎo)必然帶來國民財(cái)富的損失，不利于國民經(jīng)濟(jì)體系的穩(wěn)健運(yùn)行，而低通脹能夠刺激市場對(duì)產(chǎn)品需求，促進(jìn)就業(yè)率的提升，穩(wěn)定市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展，因此理論上，貨幣政策實(shí)踐者應(yīng)偏好于低通脹，而低通脹區(qū)制內(nèi)可持續(xù)傳導(dǎo)性從經(jīng)驗(yàn)上證明我國貨幣政策具有低通脹偏好。

目前因歐洲債務(wù)危機(jī)及美國第三輪量化寬松政策預(yù)期等的影響，我國正處于通貨膨脹不斷上升的通道，如何有效調(diào)控通貨膨脹，同時(shí)亦能避免經(jīng)濟(jì)效率以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的損失成為當(dāng)前宏觀經(jīng)濟(jì)的熱點(diǎn)難點(diǎn)。基于上述實(shí)證結(jié)論，本文認(rèn)為應(yīng)根據(jù)通貨膨脹滯后效應(yīng)以及各滯后項(xiàng)的偏效應(yīng)來構(gòu)建政策框架，從而才能在中介目標(biāo)有效性前提下實(shí)現(xiàn)對(duì)最終目標(biāo)的控制，貨幣政策制定者必須謹(jǐn)防通貨膨脹向高通脹區(qū)制轉(zhuǎn)移，同時(shí)也必須考慮貨幣政策發(fā)揮作用的漸進(jìn)性和長期性，從可持續(xù)性傳導(dǎo)角度保障低通脹區(qū)制內(nèi)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)快速發(fā)展。

［1］Walter Enders，Stan Hurn.Asymmetric price adjustment and the Phillips curve［J］.Journal of Macroeconomics，2002，24(3)：395-412.

［2］劉金全，隨建利，閆超.我國通貨膨脹率過程區(qū)制狀態(tài)劃分與轉(zhuǎn)移分析［J］.系統(tǒng)工程學(xué)報(bào)，2009，24(12)：647-652.

［3］Shyh Wei Chena，ChungHua Shenb，Zixiong Xie.Nonlinear relationship between inflation and inflation uncertainty in Taiwan［J］.Applied Economics Letters，2006，13(8)：529-533.

［4］李穎，林景潤，高鐵梅.我國通貨膨脹、通貨膨脹預(yù)期與貨幣政策的非對(duì)稱分析［J］.金融研究，2010，13(12)：16-29.

［5］龍如銀，鄭挺國，云航.Markov區(qū)制轉(zhuǎn)移模型與我國通貨膨脹波動(dòng)路徑的動(dòng)態(tài)特征［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2005，20(10)：111-118.

［6］張屹山，張代強(qiáng).我國通貨膨脹率波動(dòng)路徑的非線性狀態(tài)轉(zhuǎn)換——基于通貨膨脹持久性視角的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.管理世界，2008，24(12)：43-51.

［7］王培輝，袁薇.我國通貨膨脹率動(dòng)態(tài)特征研究［J］.財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2010，31(4)：8-12.

［8］克萊夫·W·J·格蘭杰，蒂莫·泰雷斯維爾塔.非線性經(jīng)濟(jì)的模型［M］.朱保華，譯.上海：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2006.

［9］馬薇，袁銘.非線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的非參數(shù)估計(jì)方法研究［J］. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2010，27(1)：151-158.

［10］趙進(jìn)文，閔捷.央行貨幣政策操作效果非對(duì)稱性實(shí)證研究［J］. 經(jīng)濟(jì)研究，2005，28(2)：26-34.