期望擴充菲利普斯曲線在我國的一個實證分析

1、百度文庫-讓每個人平等地提升自我期望擴充菲利普斯曲線在我國的一個實證分析一、問題的提出：我國從2003年開始的新一輪經(jīng)濟增長中，物價總趨勢一直處于上漲狀態(tài)。2003年下半年起，物價出現(xiàn)了在 此前6年通貨緊縮中少見的上漲，并且上漲趨勢持續(xù)到現(xiàn)在。2005年物價漲幅雖然回落，但物價總趨勢還是處于上 漲中，只是居民消費價格漲幅相對溫和，原材料、燃料、動力購進價格和工業(yè)品出廠價格漲幅都還比較高。2006年上半年，居民消費價格總水平同比上漲，漲幅比上年同期低1個百分點;商品零售價格同比上漲；工業(yè) 品出廠價格同比上漲；原材料、燃料、動力購進價格同比上漲。但是我國一般物價指數(shù)的統(tǒng)計并沒有包含房價、 油、電、

2、水、氣等，而加上這些，物價上漲將會更明顯。拿房價來舉例：2005年70個大中城市房屋銷售價格比 上年同期上漲, 2006年上半年同比上漲, T1月同比上漲，漲幅雖然有所回落，但還是很高，給中低收入階層居民 帶來很大壓力。一些大城市房價上漲尤為顯著,如北京住房價格一直在加速上漲，2006年一季度J匕京新建商品住房 銷售價格比上年同期上漲%，二季度同比上漲, 7月份達到, 1T月份達到，這是北京2006年度連續(xù)六個月保 持兩位數(shù)的增幅其加速上漲之勢不言自明。2007年上半年，在我國國民經(jīng)濟繼續(xù)快速增長的背景下，居民消費價格（CPI）繼續(xù)呈上漲趨勢。各月同比 分別上漲、和，累計上長，總體漲幅較上年同

3、期上漲個百分點。15月，城市CPI上漲, 農(nóng)村上漲%。從CPI的八大類商品構(gòu)成看，食品價格同比上漲 ,居住價格上漲 ,娛樂教育文化用品及服務價格 下降,其余商品價格與上年同期相比大體持平或略有上漲。上半年，商品零售價格同比上漲,工業(yè)品出廠價格 上漲 ,原材料、燃料、動力購進價格上漲。如果綜合考慮消費物價、房價以及油、電、水、氣的價格，不難發(fā)現(xiàn)近年來我國物價上漲是很明顯的，并且上 漲趨勢還很有可能持續(xù)下去?，F(xiàn)代市場經(jīng)濟國家的四大宏觀經(jīng)濟目標之一就是穩(wěn)定價格，因此，面對當前持續(xù)的物 價上漲，對通貨膨脹的研究再一次成為了熱點課題。對于通貨膨脹，經(jīng)濟學中有著名的“期望擴充詡普斯曲線”模型，能否用這一模

4、型對我國經(jīng)濟增長速度和通 貨膨脹率的關(guān)系做一定衡量？我國是否存在模型所顯示的預期對通貨膨脹的顯著影響？該模型能不能對我國預見 和控制通貨膨脹給予一些啟示？這是本文要研究的主要問題。二、理論綜述：(-)菲利普斯曲線模型的演進菲利普斯曲線，是英國經(jīng)濟學家菲利普斯(Phillips )1958年根據(jù)英國1861-1957年失業(yè)與工資率的統(tǒng)計 數(shù)據(jù)提出的一條反映二者經(jīng)濟關(guān)系的曲線。菲利普斯曲線的沿革可以劃分為三個階段。第一階段是菲利浦斯和利普西根據(jù)通貨膨脹率和失業(yè)率間存在的穩(wěn)定的、負斜率的假定，提出和闡明菲利普斯 曲線這一概念，它是一條凸向原點的光滑曲線，表示通貨膨脹率與失業(yè)率之間存在此消彼長的替代關(guān)

5、系。經(jīng)過薩繆爾 森和索洛的修正后，成為反映通貨膨脹與失業(yè)和經(jīng)濟增長關(guān)系的理論曲線。這一階段的深層特征，是相信菲利普斯 曲線存在穩(wěn)定的關(guān)系，政策制定者可以利用通貨膨脹和失業(yè)之間的替換關(guān)系，對曲線上不同的諸點進行選擇。第二階段由M.弗里德曼(,1968年)和.費爾普斯(.Phelps , 1967年)，各自獨立闡發(fā)的自然失業(yè)率假說， 利普斯曲線和長期菲利普斯曲線之間的區(qū)別。短期菲利普斯曲線具有不變的通貨膨脹預期，通貨膨脹提出了短期通 脹率和失業(yè)率之間是負斜率關(guān)系；長期招I普斯曲線是位于“自然”失業(yè)率上的垂直線，平行于縱軸，說明從長期 看剌激就業(yè)的政策最終會導致高通貨膨脹。政策制定者只有通過管理總需

6、求，把失業(yè)率維持在自然水準上，才能避 免通貨膨脹率的加速或減速。第三階段圍繞理性預期學派對菲利普斯曲線的批評而展開的討論。一批理論經(jīng)濟學家(Lucas , 1972年； Sargent,和Wallace, T975年)向自然失業(yè)率假說發(fā)出挑戰(zhàn)。他們認為采用適應性預期，經(jīng)濟行為人的預期往 往會出現(xiàn)偏差，并且否定通貨膨脹率未預知部分和失業(yè)率之間的關(guān)系能破有規(guī)則的經(jīng)濟政策加以利用。以上各學派都肯定市場主體的獨立性與市場機制的完善性主要分歧在于對經(jīng)濟主體的主動性的假定上有差異, 即聆濟主體對政府宏觀政策的預期效果及反應方式不同。但其理論既未能對失業(yè)與通貨膨脹之間變動的所有情形 給予理論上的合理解釋，也

7、缺乏長期的經(jīng)驗證據(jù)予以支持，因而不能是反映失業(yè)與通貨膨脹之間關(guān)系的規(guī)律性認識。 國外各經(jīng)濟學派長期的爭論說明了這一點。(二)我國經(jīng)濟運行中翊普斯曲線的研究現(xiàn)狀商業(yè)評論雜志2007年16期對我國招I普斯曲線的評述一文中指出，我國“對現(xiàn)實經(jīng)濟中是否存在 菲利普斯曲線大致持有三種不同的觀點：第一種觀點認為，中國現(xiàn)實經(jīng)濟中存在菲利普斯曲線(劉樹成，陳學彬， 余永定；黎德福，張煥明)；第二種觀點認為，并不存在招I普斯曲線或中國現(xiàn)實經(jīng)濟中不存在菲利普斯曲線(左大 培，易綱)；第三種觀點認為，是否存在翊普斯曲線并不確定，尚無規(guī)律可循辭文秀)。王少平等運用我國的數(shù) 據(jù)對預期增廣的菲利普斯曲線進行協(xié)整分析和檢驗

8、，得出了我國的通脹、工資、需求和進口 4個變量之間存在一個 長期穩(wěn)定的關(guān)系。栗樹和等(1988)認為，1953-1985年，中國的菲利普斯曲線經(jīng)歷了正斜率、正負斜率交替和負斜率三個階 段。劉樹成(1998)的研究表明，我國經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌以來的菲利普斯曲線出現(xiàn)了同向變動關(guān)系、反向變動關(guān)系以及 無關(guān)等幾種變形。陳學彬(1996)利用改革以來的GDP統(tǒng)計資料采用最小二乘法對我國的菲利普斯曲線的具體形式進行估計，結(jié) 果表明無論是相互交替情形，還是附加預期或者理性預期的招I普斯曲線都不能說明我國改革以來的菲利普斯曲線 關(guān)系。通過對我國改革以來的菲利普斯曲線的估計分析得出，我國改革以來的經(jīng)濟運行斐料接受了引

9、入時間變量T 和t-2期通脹預期誤差校正破一總- 2)的假設形式：=a%+i + pT+v(%7-7C-2)反映我國改革開放以來經(jīng)濟體制從計劃經(jīng)濟體制向市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)變過程中，通貨膨脹隨時間推移而逐步加速上漲 的趨勢被公眾理性預期到的事實。謝為安通過對菲利普斯曲線分析認為，一般的菲利普斯曲線與實際經(jīng)濟情況仍有一定偏差。他認為滯后調(diào)整 的菲利普斯曲線與自適應預期的菲利普斯曲線各有千秋，滯后調(diào)整模型克服了自適應預期模型忽視當期信息可能對 預期產(chǎn)生影響的不足，但在匯集過去所有已發(fā)生的值來預測通貨膨脹率方面，滯后調(diào)整模型又不及自適應預期模型。 因而將其結(jié)合，就得到更加實際的翊普斯曲線。(推導過程見附錄

10、)因此我們將預期擴充菲利普斯曲線加上滯后調(diào)整模型，在謝為安推導的模型基礎上進行對我國實際經(jīng)濟運行 過程中菲利普斯曲線進行擬合。三、模型設定（一）基本原理附加預期的菲利普斯曲線為：血=F（Ut） + Pe標為t期的名義工資增長率，5為t期的失業(yè)率，F(xiàn)（UJ為隊的非線性函數(shù)，pe為預期通貨膨脹率。通貨膨脹率的自適應預期公式為：8pc = E入，入 一 L/Pt.j j - /按照謝為安對滯后調(diào)整和自適應相結(jié)合的菲利普斯曲線的推導和化簡可以得到：P七.B 十B /，-/ B /手-/十B，川力十B /W一 /（一階泰勒展開）P t - B 山十 B ：三-/ 十 B + 瓦十 BNj/ * B 內(nèi)比

11、十 BxUj/（二階泰勒展開）由此，可以對我國1978年改革開放以來通貨膨脹率和失業(yè)的關(guān)系進行分析，并驗證預期擴充的菲利普斯 曲線和數(shù)據(jù)擬合是否良好，能否踴我國實際情況。（二）衡量指標通貨膨脹率用居民消費品價格指數(shù)增長率表示：失業(yè)率為我國城鎮(zhèn)登記失業(yè)率：叫-血-/經(jīng)濟增長率用表示。四、數(shù)據(jù)收集（一）數(shù)據(jù)來源PYU100102197819791980198119821983198419851986198719881989199019911992199319941995199619971998199920002001200220032004445.40372005資料來源：國家統(tǒng)計局網(wǎng)站.國務院信

12、息發(fā)展研究中心網(wǎng)站.中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫 注：P為我國居民消費品價格指數(shù)（1985年以前用商品零售價格指數(shù)替代）；Y為我國GDP數(shù)值U為我國登記城 鎮(zhèn)失業(yè)率。（二）數(shù)據(jù)處理心表示居民消費品價格增長率，衡量通貨膨脹率水平，由計算:，;:二）得到；DGDPT表示GDP增長率，衡量經(jīng)濟增長水平，由那短喳f 算得到；由于數(shù)據(jù)均為時間序列，需要進行穩(wěn)定性檢驗。由ADF檢驗，在不同滯后階數(shù)，不同置信水平上，根據(jù)模型T （入=丫匕- / +%），得到各序列為穩(wěn)定時間序列的結(jié)果。檢驗時取值如下表所示：DCFI DCFI(-1) DCFI(-2)帶后 1 階 0, 050. 050.1DGDPT DGDPT八 2

13、DGDPT (-1)DGDP丁 21-1)芾后 1 階 0. 10.10.10.1U2U(-l)帶后 1 階 0. 050. 010.10. 05DCPI即，DGDPT為經(jīng)濟增長率指標，U為失業(yè)率五、模型的估計和調(diào)整(-)一階展開模型對B加+B 4- / p / A -p M+B - /進行最小二乘估計Dependent Variable: DCPIMethod: Least SquaresDate: 12/10/07 Time: 16:53Sample(adjusted): 1981 2005Included observations: 25 after adjusting endpoint

14、sVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.CDCPI(-1)DCPI(-2) UU(-1)R-squaredAdjusted R-squared .of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson statMean dependent var.dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)可以看出，解釋變量u的t值不顯著，針對時序數(shù)據(jù)來說擬合程度不

15、夠。由逐步回歸法剔除存在多重共線性變量U后：A - B +- ，B /2 - J+B 1該模型經(jīng)拉格朗日乘數(shù)檢驗，九2=2廠* 0.2 Vx. (/)，認為約束模型成立，可以剔除解程變量4再進行最小二乘回歸，得到結(jié)果：Dependent Variable: DCPIMethod: Least SquaresDate: 12/10/07 Time: 17:02Sample(adjusted): 1981 2005Included observations: 25 after adjusting endpoints5百度文庫-讓每個人平等地提升自我VariableCoefficient Std.

16、Error t-Statistic Prob.CDCPI(-1)DCPI(-2)U(-1)R-squaredAdjusted R-squared .of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson statMean dependent var.dependent varAkaike info criterionSchwarz criterionF-statisticProb(F-statistic)11對模型進行異方差檢驗：WHITE檢驗：obs*R-squared=,無異方差ARCH檢驗:obs*R-squared=,無

17、異方差由于存在解程變量和被踴變量的滯后項，易存在自相關(guān)，進行德賓h檢驗1川=,無自相關(guān)。a =該模型t值顯著，檢驗無自相關(guān)，無異方差，但僅為，擬合程度不佳，有待進一步修正。因此采用二階泰 勒展開的模型進行回歸估計。(二)二階展開模型對尸t B山十Bj/z-/ + B瓦+ B *B *團+ B/進彳小二乘估計Dependent Variable: DCPI Method: Least Squares Date: 12/10/07 Time: 17:09 Sample(adjusted): 1981 2005Included observations: 25 after adjusting end

18、pointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob,cDCPI(-1)DCPI(-2)U(-1)U2U2(-1) u R-squaredMean dependentvar Adjusted R-squared. dependent var.of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodF-statisticDurbin-Watson statProb（F-statistic）由上圖看出，解釋變量t值仍然有不顯著，F(xiàn)統(tǒng)計量

19、值減小，并且RJ增大而出.減小，可見二階泰勒展開 式的翊普斯曲線反而不如一階擬合程度好，和U/ 的引入沒有意義。于是，回到第一個模型，考慮到我 國失業(yè)登記的有限性，我們對踴變量u進行測量誤差的檢驗。1978年以來我國失業(yè)率u和GDP變化率（用”,/衡量）之間相關(guān)系數(shù)為，存在明顯負相關(guān)關(guān) 系。因此，用經(jīng)濟增長率作為工具變量，進行豪斯曼檢驗，得到結(jié)果如下：Pt 4 B % + p ffP/ 一 / + p /一 j + p /W- / + P/r e殘差項系數(shù)顯著不為零，故解程變量失業(yè)率U存在測量誤差，導致模型擬合程度不高。根據(jù)契肯定律，經(jīng)濟增 長和失業(yè)之間具有極強的負相關(guān)，因此，通貨膨脹與失業(yè)或

20、通貨膨脹與經(jīng)濟增長的菲利普斯曲線是等值的。依此對 模型進行改進，用新解釋變量經(jīng)濟增長率引入模型八替換解釋變量失業(yè)率。（三）改進后模型4 B 十B 戶 l B /自7十3 /山射心+ B “跖口- 進行最小二乘回歸：Dependent Variable: DCPI Method: Least SquaresDate: 12/10/07 Time: 17:14Sample(adjusted): 1981 2005Included observations: 25 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic

21、 Prob.CDCPI(-1)DCPI(-2) DGDPTDGDPT(-1)Mean dependent var.dependent varAkaike info criterionSchwarz criterionF-statisticR-squaredAdjusted R-squared .of regression Sum squared resid Log likelihoodDurbin-Watson statProb(F-statistic)回歸結(jié)果顯示，模型擬合優(yōu)度大大提高，F(xiàn)值顯著，不過t值并不都顯著，可能存在多重共線性。再對二階泰勒展開模型做最小二乘估計:戶-c = B ,

22、B ：沙工./ 十 + B才 B 23Hz -, * B+矽kJ/Dependent Variable: DCPI Method: Least SquaresDate: 12/10/07 Time: 17:24Sample(adjusted): 1981 2005Included observations: 25 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.CDCPI(-1)DCPI(-2)DGDPT1.DGDPT(-1)DGDPT2DGDPT2(-1) R-squaredAdjusted

23、R-squared .of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson statMean dependent var.dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)可以看出，此模型e垓大而減小，且f值變小，t值多不顯著，判斷存在嚴重多重共線性。對此模型逐步回歸剔出多重共線性得到：戶.力 B “ + P J/P- / + P Jt - + P &DGDPT七用拉格朗日乘數(shù)方法對模型進行設定誤差檢驗得：/=，

24、* H。出口廠，因而約束模型成立，變量可以剔除。最小二乘回歸結(jié)果為：Dependent Variable: DCPIMethod: Least SquaresDate: 12/10/07 Time: 19:22Sample(adjusted): 1981 2005Included observations: 25 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.CDCPI(-1)DCPI(-2)DGDPTR-squaredAdjusted R-squared of regression Sum

25、squared resid Log likelihood Durbin-Watson statMean dependent var.dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statisticProb(F-statistic)對模型進行異方差檢驗：WHITE檢驗：Obs*Rsquared= 無異方差ARCH檢驗:Obs*R-squared= 無異方差對模型進行自相關(guān)檢驗：1川=,a =。.廣無自相關(guān)因此，預期擴充菲利普斯曲線模型調(diào)整的最終結(jié)果為：尸/ = 一。/中”個0. 04儲_/ - 0、以耳077屋-伊十0545628

26、%僅葉彳六.結(jié)果分析由變量經(jīng)濟增長率DGDPT替換變量城鎮(zhèn)登記失業(yè)率u后，經(jīng)過模型調(diào)整和檢驗，最終得到的模型從最小二 乘回歸可以看到，t統(tǒng)計量皆顯著，2=, F=o因而可以說謝為安導出的更加實際的菲利普斯曲線經(jīng)過調(diào)整 后，由實證檢驗，能夠較好擬合我國改革開放以來通貨膨脹率的變化，經(jīng)由通貨膨脹率和經(jīng)濟增長率的替代關(guān)系反 映出我國通貨膨脹率和失業(yè)率之間存在的替代關(guān)系，驗證我國存在菲利普斯曲線。經(jīng)濟增長率對通貨膨脹率有較大 的正向的影響，而滯后的二期通脹率對本期存在較小的負向影響，滯后一期的通脹率對本期通脹率存在較大的正向 影響.利用最小二乘回歸的經(jīng)過修正的菲利普斯曲線得到了較好的檢驗結(jié)果。但同時存

27、在6%環(huán)乙/由逐步回歸被剔除，從而存在不完全是謝為安導出的一階泰勒展開式模型。直接使用經(jīng)濟增長率替換失業(yè)率還需要進一步驗證。七.結(jié)論在我國，通貨膨脹率與經(jīng)濟的增長高度相關(guān)，連續(xù)的經(jīng)濟高增長會導致物價奧的提高甚至出現(xiàn)通貨膨脹。政 府應通過宏觀調(diào)控政策，適當控制經(jīng)濟發(fā)展速度，在經(jīng)濟高速增長時進行提前調(diào)控，以使其“軟著陸，避免物價 大幅上漲。同時可以得出，本期通貨膨脹率與上期通脹率高度相關(guān)。因此政府在政策制訂中應考慮預期因素的作用，降 低公眾的通貨膨脹預期,使政府當局可以在較低的通貨膨脹率水平下實施其他的經(jīng)濟政策來實現(xiàn)經(jīng)濟的內(nèi)外均衡。具 體措施為：中央銀行制定穩(wěn)定物價的政策公布實行通貨膨脹目標制的貨幣政策公布中長期所要達到的通貨膨脹率 或通貨膨脹率區(qū)間;經(jīng)濟面臨短期沖擊時對政策進行相應調(diào)整;增加責任的透明度定期向公眾提供信息，使公眾能夠 更好的了解央行的政策意圖;定期的向公眾公布通貨膨脹指數(shù)及其波動范圍來提高貨市政策的透明度增強中央銀行 的責任感。參考文獻：T 李佳，李睿從菲利普斯曲線看經(jīng)濟政策制訂中預期因素的作用.理論探討2 謝為安.