需求推動(dòng)角度考慮通貨膨脹成因的實(shí)證分析

1、.需求推動(dòng)角度考慮通貨膨脹成因的實(shí)證分析統(tǒng)計(jì)2000級(jí)1班 莊彬惠 鄧 俊 吳俊蓉 楊麗莎一、 經(jīng)濟(jì)理論的陳述 弗里德曼將通貨膨脹定義為：“通貨膨脹是引起物價(jià)長(zhǎng)期普遍上漲的一種貨幣現(xiàn)象?！备ダ锏侣倪@個(gè)定義堅(jiān)持了兩點(diǎn)：（1）通貨膨脹是一種貨幣現(xiàn)象而非一般的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，通貨膨脹或通貨緊縮的發(fā)生總是與貨幣量的多少直接相關(guān)；（2）通貨膨脹所表現(xiàn)出來(lái)的物價(jià)上漲是長(zhǎng)期的和普遍的。對(duì)于通脹的定義還有很多，但大都是大同小異。通脹的表現(xiàn)是物價(jià)在長(zhǎng)期的普遍上漲，且通脹對(duì)于經(jīng)濟(jì)的成長(zhǎng)是很不利的。通貨膨脹使個(gè)人和企業(yè)承受更高的實(shí)際稅賦；通貨膨脹降低儲(chǔ)蓄的數(shù)量和效率；通貨膨脹減少投資；通貨膨脹嚴(yán)重?fù)p害供給；通貨膨脹導(dǎo)致

2、貿(mào)易逆差。所以我們要積極的制止通脹的形成，因此我們有必要對(duì)通脹的成因進(jìn)行一系列的分析。我們從需求推動(dòng)角度考慮通脹的成因。 從需求的角度來(lái)說(shuō)，我們考慮以下一些變量：固定資產(chǎn)投資、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（即GDP）、外匯、上期物價(jià)的關(guān)系對(duì)通脹的影響。另外，我們選用的是零售物價(jià)指數(shù)來(lái)代表通貨膨脹的程度。之所以選擇零售物價(jià)指數(shù)是因?yàn)樗苋娴姆从痴麄€(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所以的價(jià)格指數(shù)和物價(jià)水平而且較其他的物價(jià)指數(shù)更具有代表性。以下就各變量在理論上對(duì)通脹的影響進(jìn)行分析：（1）目前，我國(guó)固定資產(chǎn)膨脹主要表現(xiàn)為一般加工工業(yè)投資增長(zhǎng)過(guò)快，非生產(chǎn)性建設(shè)如樓堂館所搞得大多，這就造成投資結(jié)構(gòu)向加工工業(yè)和非生產(chǎn)性建設(shè)傾斜，造成能源、原材料的

3、供應(yīng)和交通運(yùn)輸極度緊張。同時(shí)由此帶來(lái)的缺口，又使國(guó)家不得不增加重點(diǎn)建設(shè)投資，使國(guó)家財(cái)政收支狀況進(jìn)一步惡化，增加物價(jià)上漲的壓力。（2）經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)也會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)了對(duì)貨幣的需求就會(huì)增加，貨幣的供給也會(huì)相應(yīng)的增加，所以就會(huì)給通脹埋下一定的隱患。（3）外匯和通脹也有一定的聯(lián)系。這種通貨膨脹是由于外債負(fù)擔(dān)過(guò)重、外貿(mào)逆差過(guò)大以及國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格與國(guó)內(nèi)市場(chǎng)價(jià)格相差懸殊所引起的通貨膨脹。目前，中國(guó)的出口額占國(guó)內(nèi)凈物質(zhì)生產(chǎn)的比例已達(dá)155% ，甚至超過(guò)了日本所占的比例，即中國(guó)每年工業(yè)增長(zhǎng)的20% 是用于出口的。我國(guó)是一個(gè)國(guó)內(nèi)商品供求極不平衡的國(guó)家，盲目增加出口，加劇了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求大于供給的現(xiàn)象，這也是導(dǎo)致

4、中國(guó)出現(xiàn)通貨膨脹的一個(gè)重要原因。出口貿(mào)易的增長(zhǎng)相對(duì)落后于進(jìn)口貿(mào)易，也是結(jié)構(gòu)失衡而引發(fā)物價(jià)上漲的因素之一。為了彌補(bǔ)國(guó)際收支的不平衡，國(guó)家不得不采取提高價(jià)格收購(gòu)以增加出口產(chǎn)品，從而影響國(guó)內(nèi)消費(fèi)品的供應(yīng)，加劇了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)供需矛盾。（4）上一期的物價(jià)指數(shù)對(duì)通脹的影響在于：人們會(huì)根據(jù)上一期的物價(jià)指數(shù)來(lái)覺(jué)得自己該期的消費(fèi)計(jì)劃，而且由于物價(jià)指數(shù)存在一定的滯后，所以它會(huì)對(duì)該期的通脹造成一定的影響。二、 理論模型的設(shè)定為了確定以上所述因素是否確實(shí)為通貨膨脹成因即是否實(shí)際影響物價(jià)，我們先單獨(dú)考慮各因素對(duì)物價(jià)P的影響是否顯著：（1） 投資如圖，投資I與物價(jià)指數(shù)P間有較高相關(guān)性，并且投資對(duì)物價(jià)的影響表現(xiàn)出明顯的滯后性，

5、滯后期為12年：投資從90年開(kāi)始迅速增長(zhǎng)，由于投資影響，物價(jià)從92年開(kāi)始飛速增長(zhǎng)。通過(guò)阿爾蒙法對(duì)物價(jià)P與投資I間關(guān)系進(jìn)行分析，得出如下模型：LP = 1.882 + 0.148*LI + 0.134*LI(-1) + 0.119*LI(-2)t （11.01）（1.57） （21.86） （1.299）R2=0.969 DW=0.422 F=247.38 df=16可知：?jiǎn)为?dú)考慮投資對(duì)物價(jià)影響，模型擬合較好，物價(jià)增長(zhǎng)中有96.9%可由固定資產(chǎn)投資增加解釋。當(dāng)期投資對(duì)物價(jià)影響不顯著，t僅為1.57；滯后1期投資對(duì)物價(jià)有顯著影響，t=21.86，說(shuō)明投資對(duì)物價(jià)影響確實(shí)有滯后性，滯后一期固定資產(chǎn)投資

6、增加1%，引起物價(jià)增加0.134%。因此，將滯后一期投資LI（-1）引入模型。 （2） 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 如圖，GDP與物價(jià)指數(shù)P間存在較高相關(guān)性，且GDP對(duì)P作用表現(xiàn)出一定的滯后性，滯后期約為1期：91年開(kāi)始經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，由此92年開(kāi)始物價(jià)飛漲；96年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度減慢，由此96年后通貨膨脹得到控制，并逐漸轉(zhuǎn)為通貨緊縮。通過(guò)阿爾蒙法對(duì)P與GDP間關(guān)系進(jìn)行分析，最后得以下模型：LP = 0.7621+ 0.4785*LGDP + 0.1518*LGDP(-1) - 0.1748*LGDP(-2)t (5.5434) (4.3854) (33.2203) (-1.5969)R2=0.9842 DW=0.4

7、898 F=561.0784 df=18可知：只考慮GDP單獨(dú)對(duì)P的影響，模型擬合較好，P的增長(zhǎng)中有98.42%可由各期GDP的增長(zhǎng)解釋。當(dāng)期及滯后1期GDP對(duì)P的影響顯著，滯后1期的GDP對(duì)P的影響更大，t值=33.2203。當(dāng)期GDP每增加1%引起P 增長(zhǎng)0.4785%，滯后1期GDP增長(zhǎng)1%引起P增長(zhǎng)0.1518%。因此，將滯后一期經(jīng)濟(jì)發(fā)展LGDP（-1）引入模型。（3） 外匯如圖，物價(jià)P與外匯F間在總體上存在一定相關(guān)性，但相關(guān)程度不是很大，且90年以后相關(guān)性大于90年前。外匯對(duì)P的影響未表現(xiàn)出滯后性，即外匯增長(zhǎng)對(duì)物價(jià)增長(zhǎng)的影響基本是同期的：92年外匯快速增加的同時(shí)物價(jià)猛漲，通貨膨脹；9

8、7年外匯增幅下降，同時(shí)物價(jià)下降，開(kāi)始通貨緊縮。通過(guò)阿爾蒙法對(duì)P與F間關(guān)系進(jìn)行分析，最后得以下模型：LP = 4.00012 + 0.2713*LF - 0.008947*LF(-1) t （25.297） （2.910） （-0.1037） R2=0.831 DW=0.394 F=41.787 df=17可知：?jiǎn)为?dú)考慮外匯F對(duì)物價(jià)P的影響，模型擬合得不是很好，物價(jià)變動(dòng)中僅有83.1%可由外匯變動(dòng)解釋。當(dāng)期外匯對(duì)物價(jià)有較顯著影響，t=2.910；滯后各期F對(duì)P無(wú)顯著影響。當(dāng)期外匯增長(zhǎng)1%，引起物價(jià)同步增長(zhǎng)0.2713%。因此，將當(dāng)期外匯LF引入模型。（4） 上期物價(jià)指數(shù)由于物價(jià)存在慣性作用，上幾

9、期物價(jià)水平對(duì)當(dāng)期物價(jià)有一定影響，故實(shí)際分析當(dāng)期物價(jià)影響因素時(shí)還須考慮上幾期物價(jià)水平的影響。通過(guò)阿爾蒙法對(duì)P與P（-1）、P（-2）等間關(guān)系進(jìn)行分析，最后得以下模型：LP = 0.1641 + 0.9796*LP(-1) + 0.00052*LP(-2)t （0.939） （24.167） （0.033）R2=0.9819 DW=0.7148 F=487.658 df=18可知：?jiǎn)为?dú)考慮滯后期物價(jià)對(duì)當(dāng)期物價(jià)的影響，模型擬合得很好，當(dāng)期物價(jià)變動(dòng)有98.19%可由上幾期物價(jià)變動(dòng)解釋。上1期物價(jià)對(duì)當(dāng)期有顯著影響，t=24.167；上2期物價(jià)對(duì)當(dāng)期物價(jià)影響不大，t僅為0.033。上1期物價(jià)增長(zhǎng)1%，其慣

10、性會(huì)導(dǎo)致當(dāng)期物價(jià)增長(zhǎng)0.9796%。因此，將滯后一期物價(jià)LP（-1）引入模型。綜上所述，由于樣本容量?jī)H有23組數(shù)據(jù)，故為避免自由度損失而導(dǎo)致的自由度不足，我們只選取各因素中對(duì)當(dāng)期物價(jià)影響最顯著的那一期進(jìn)行回歸。具體說(shuō)來(lái)，即投資因素中選取滯后1期固定資產(chǎn)投資總額I（-1），經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素中選滯后1期GDP（-1），外匯因素中選當(dāng)期外匯F，上幾期物價(jià)水平因素中選上1期零售商品物價(jià)指數(shù)（-1）。又由于對(duì)數(shù)變換能使測(cè)定變量值的尺度縮小，且對(duì)數(shù)變換后的線形模型其相對(duì)誤差往往具有較小差異，故我們先將各解釋變量的數(shù)據(jù)做對(duì)數(shù)變換，變?yōu)長(zhǎng)I（-1）、LGDP（-1）、LF、LP（-1）后，設(shè)定模型為：LP=a0+

11、a1*LI（-1）+a2*LGDP（-1）+a3*LF+a4*LP（-1）+u LP當(dāng)期物價(jià)指數(shù) Li（-1）滯后一期固定資產(chǎn)投資總額 LGDP（-1）滯后一期GDP LF當(dāng)期外匯總額 LP（-1）滯后一期物價(jià)指數(shù) （L表示取對(duì)數(shù)）三、 據(jù)來(lái)源與收集方法 數(shù)據(jù)來(lái)自于2001年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒及其他網(wǎng)上搜尋結(jié)果，結(jié)果如下：obsPIGDPFP(-1)197813624.11.6719791024038.28.411980108.1910.94517.8-12.961021981110.79614862.427.08108.11982112.81230.45294.769.86110.71983114

12、.51430.15934.589.01112.81984117.71832.9717182.2114.51985128.12543.28964.426.44117.71986135.83120.610202.220.72128.11987145.73791.711962.529.23135.81988172.74753.814928.333.72145.71989203.44410.416909.255.5172.71990207.7451718547.9110.93203.41991213.75594.521617.8217.12207.71992225.28080.126638.1194.

13、43213.71993254.913072.334634.4211.99225.21994310.217042.146759.4516.2254.91995356.120019.358478.1735.97310.21996377.822913.567884.61050.29356.11997380.824941.174462.61398.9377.81998370.928406.278345.21449.6380.81999359.829854.782067.51546.75370.92000354.432917.789403.61655.74359.8四、 參數(shù)估計(jì) 用OLS估計(jì)參數(shù)，結(jié)果

14、如下模型一：LP = 1.129 + 0.549*LI(-1) - 0.856*LGDP(-1) - 0.026*LF + 1.522*LP(-1) T （2.293） (3.669) (-3.095) (-1.142) (5.261) R2=0.9917 DW=1.1513 F= 450.3741 df=15 ARCH=5.8114由以上結(jié)果可知：模型一整體擬合得很好，真實(shí)線actual與擬合線fitted基本重合。R2=0.9917，各因素對(duì)物價(jià)的解釋程度高達(dá)99.17%；F=450.3741>F(4,18)=2.93 (顯著性水平a=0.05)，表明模型從整體上看物價(jià)指數(shù)與各解釋變

15、量間線形關(guān)系顯著。五、 各種檢驗(yàn)和修正1、 多重共線性檢驗(yàn)及修正（1） 檢驗(yàn) Correlation Matrix LPLI(-1)LGDP(-1)LFLP(-1)LP10.9848024145150.987971092370.9071375688070.989997049639LI(-1)0.98480241451510.9958024966170.8902267134280.980259927924LGDP(-1)0.987971092370.99580249661710.9146940047960.992460834278LF0.9071375688070.8902267134280.9

16、1469400479610.937613819947LP(-1)0.9899970496390.9802599279240.9924608342780.9376138199471由上表可以看出，解釋變量間存在高度相關(guān)性。由模型一也可看出：盡管模型一整體擬合較好，但LF的參數(shù)t值不顯著，LGDP（-1）與LF系數(shù)符號(hào)與經(jīng)濟(jì)意義相悖。表明模型一中解釋變量存在嚴(yán)重的多重共線性。（2） 修正 運(yùn)用OLS方法逐一求LP對(duì)各個(gè)解釋變量的回歸。結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)選出擬合效果最好的一元線形回歸方程。經(jīng)分析，固定LGDP（-1），對(duì)其他解釋變量進(jìn)行偏回歸，可得LI（-1）、LF、LP（-1）間線形關(guān)系明顯減

17、弱，相關(guān)系數(shù)只有0.40.5左右：說(shuō)明LGDP是導(dǎo)致解釋變量間共線性的主要原因，故在LI（-1）和LGDP（-1）間選擇LI（-1）可有效避免共線性。又由于LF和LP（-1）的一元回歸模型的R2、t值都較小，因此，在4個(gè)一元回歸模型中物價(jià)LP對(duì)滯后1期投資LI（-1）的線形關(guān)系最強(qiáng)，擬合的最好，即： 模型二：LP = 1.976739277 + 0.3910517188*LI(-1) t （13.979） （24.057） R2=0.9698 DW=0.3667 F=578.7338 df=18將其余解釋變量一一代入上式得如下幾個(gè)模型：A、 LP = 0.9541 + 0.04637*LI(-

18、1) + 0.4051*LGDP(-1) T （1.921） （0.286） （2.132） R2=0.9762 F=348.6598B、 LP = 2.1956 + 0.3392*LI(-1) + 0.0441*LF T （11.8632） （10.0077） （1.7187） R2=0.9743 F=322.2577C、 LP = 0.7980+ 0.1457*LI(-1) + 0.6227*LP(-1)T （2.7002） （2.4729） （4.2759）R2=0.9854 F=572.1216以上各模型中，A 與模型二相比R2無(wú)顯著提高，LI（-1）的t值不顯著，不適用，且LGDP（

19、-1）與LI（-1）間有很強(qiáng)共線性，故刪去LGDP（-1）；B與模型二相比R2無(wú)顯著提高，且t值有下降，也不適用；C與模型二相比，雖然t值有所下降，但還顯著，且R2有顯著提高，F(xiàn)未降低，故選C。將LF代入C得：LP = 0.3129 + 0.1148*LI(-1) + 0.7959*LP(-1) - 0.0317*LFT （0.6071） （1.7838） (3.7927) (-1.1441)R2=0.9865 F=388.78該模型與C相比，R2無(wú)顯著提高，F(xiàn)下降，t值下降，且LF系數(shù)與經(jīng)濟(jì)意義相反，故刪去LF。則逐步回歸得最終模型為模型三：LP = 0.7980+ 0.1457*LI(-1

20、) + 0.6227*LP(-1)T （2.7002） （2.4729） （4.2759）R2=0.9854 F=572.12162、 異方差檢驗(yàn)及修正（1） 檢驗(yàn) 由上圖知：物價(jià)P的殘差平方E2隨inv的增大先減小后增大，不具備單調(diào)性，故不能分段檢驗(yàn)法。由于ARCH檢驗(yàn)是時(shí)間序列檢驗(yàn)，不受單調(diào)性影響，故用ARCH檢驗(yàn)異方差性。由ARCH檢驗(yàn)結(jié)果得：Obs*R-squared=6.906112 >滯后期為2的卡方分布（a=0.05）=5.9915，拒絕H0，表示模型中隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差。（2） 修正生成權(quán)數(shù)W=1/LI（1），再進(jìn)行WLS 回歸，得結(jié)果模型四：LP = 0.7333 +

21、 0.1462*LI(-1) + 0.6343*LP(-1)T （2.7311） （2.8534） （4.8984）R2=0.9673 DW=0.5918 F=677.0156 df=17由以上模型的ARCH檢驗(yàn)得Obs*R-squared=5.7924 < 滯后期為2的卡方分布（a=0.05）=5.9915,接受H0，表示模型中隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差。3、 自相關(guān)性檢驗(yàn)及修正（1） 檢驗(yàn)由于模型中有因變量LP的滯后期LP（-1），故不能用DW檢驗(yàn)，應(yīng)該用德賓h檢驗(yàn)。由模型四結(jié)果得DW=0.5918，Var（a2）=0.1295，n=20；則h=（1-d/2）*quarn/（1-n*Va

22、r（a2）=3.8625 > h(a/2)=1.96 (a=0.05)因此拒絕原假設(shè)p=0，說(shuō)明自回歸模型存在正的一階自相關(guān)。（2） 修正由Cochrane-Orcutt迭代法得模型五：LP = -26.128 + 0.298*LI(-1) + 0.513*LP(-1) + AR(1)=0.999T （-0.0129） （3.9610） （3.4137） （12.9936）R2=0.9936 DW=1.6388 F=771.7367 df=15由模型五得DW=1.6388，Var（a2）=0.1503，n=19；則h=（1-d/2）*quarn/（1-n*Var（a2）=1.0419 &

23、lt; h(a/2)=1.96 (a=0.05)因此接受原假設(shè)p=0，說(shuō)明自回歸方程不存在一階自相關(guān)。又模型五中T、R2、F值皆有所提高，且模型的ARCH檢驗(yàn)得Obs*R-squared=0.4154<滯后期為2的卡方分布（a=0.05），接受H0，表示模型中隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差。故模型五最佳，選擇模型五為最終回歸結(jié)果：LP = -26.128 + 0.298*LI(-1) + 0.513*LP(-1) + AR(1)=0.999T （-0.0129） （3.9610） （3.4137） （12.9936）R2=0.9936 DW=1.6388 F=771.7367 df=15表示：滯

24、后一期投資每變動(dòng)1%，引起當(dāng)期物價(jià)變動(dòng)0.298%；滯后一期物價(jià)變動(dòng)1%，引起當(dāng)期物價(jià)變動(dòng)0.513%。由以上結(jié)果可知：當(dāng)期物價(jià)變動(dòng)有99.36%可由滯后一期的投資和物價(jià)共同解釋，且滯后一期投資與滯后一期物價(jià)對(duì)當(dāng)期物價(jià)的影響顯著，t值分別為3.9610和3.4137。模型擬合較好，如下： 六、 分段分析預(yù)測(cè) 由上圖觀察，并考慮到足夠的樣本容量進(jìn)行回歸，我們將我國(guó)從19782000年的通貨膨脹分為以下2個(gè)階段考察：1、1979年1991年 由上圖可知，從19791991這13年中，物價(jià)總體呈溫和上升趨勢(shì)，主要又分為以下幾個(gè)階段：（1）7986年，這段時(shí)期內(nèi)，投資、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、外匯等都增長(zhǎng)較小、較平穩(wěn)，故物價(jià)也較穩(wěn)定，8年物價(jià)指數(shù)僅增長(zhǎng)50%，年增長(zhǎng)率僅為6.25%左右；（2）8789年，這段時(shí)期內(nèi)，物價(jià)上漲率超過(guò)2位數(shù)，3年僅上漲約50%