針對(duì)中國(guó)通貨膨脹影響因素的計(jì)量分析

1、針對(duì)中國(guó)通貨膨脹影響因素的計(jì)量分析 針對(duì)中國(guó)通貨膨脹影響因素的計(jì)量分析 40501126 金謀廣 40501128 孟冰心 【摘要】 本文力圖從宏觀的角度，依據(jù)相關(guān)的歷史數(shù)據(jù)，在定性分析和定量分析相結(jié)合的基礎(chǔ)上，客觀的分析80年代以來，中國(guó)通貨膨脹的形成原因。分析并得出與通貨膨脹有著長(zhǎng)期均衡關(guān)系的重要因素。 【關(guān)鍵詞】 通貨膨脹 CPI 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 固定資產(chǎn)投資問題提出今年上半年，當(dāng)人們高度關(guān)注投資反彈的時(shí)候，由于糧食連續(xù)三年豐收而被忽視了的消費(fèi)物價(jià)卻給人們來了一個(gè)突然襲擊。5月份，以豬肉價(jià)格陡升為導(dǎo)火索，肉、糧、蛋、油價(jià)格聯(lián)動(dòng)，迅速推高食品價(jià)格漲幅突破兩位數(shù)，致使居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）連續(xù)

2、4個(gè)月大幅上漲，8月創(chuàng)下6.5%的10年來單月同比漲幅新高。一時(shí)間，CPI自2004年之后，再次成為人們關(guān)注的焦點(diǎn)。據(jù)統(tǒng)計(jì)，今年月至月份累計(jì)，居民消費(fèi)價(jià)格總水平同比上漲；月份當(dāng)月居民消費(fèi)價(jià)格總水平同比上漲，其中城市價(jià)格上漲，農(nóng)村價(jià)格上漲，工業(yè)品出廠價(jià)格同比上漲，原材料、燃料、動(dòng)力購進(jìn)價(jià)格上漲；國(guó)家統(tǒng)計(jì)局本來計(jì)劃在10月24日公布9月CPI數(shù)據(jù)，但國(guó)家發(fā)改委副主任朱之鑫于18日在十七大記者招待會(huì)上表示，9月的居民消費(fèi)價(jià)格（CPI）指數(shù)同比上升6.2。雖然這一數(shù)字比8月份的同比升幅下降了0.3個(gè)百分點(diǎn)，但仍然處于近十年來的第二高位。政府面對(duì)物價(jià)的上漲也采取了一些措施，央行行長(zhǎng)周小川在十七大期間接受

3、采訪時(shí)表示:“央行吸收流動(dòng)性的措施起到了作用，但總體力度還不夠?！睂?duì)于此次物價(jià)的快速上漲，社會(huì)輿論有不同的聲音。一些學(xué)者認(rèn)為前景不樂觀，如果再這樣發(fā)展下去，很可能會(huì)爆發(fā)全面的通貨膨脹。但是，另一部分學(xué)者認(rèn)為現(xiàn)在不具備發(fā)生全面通貨膨脹的條件。中國(guó)社科院金融研究所在發(fā)布的中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)分析2007秋季報(bào)告中稱，雖然在強(qiáng)勁總需求帶動(dòng)下，中國(guó)物價(jià)水平呈上升趨勢(shì)，不過，當(dāng)前的物價(jià)的迅速上漲是糧食價(jià)格上漲造成的，不太可能形成全面、持續(xù)、不可容忍的通貨膨脹。 應(yīng)該說，自1978年中國(guó)改革開放，伴隨著經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，通貨膨脹問題一直都在發(fā)揮著影響。適度的通貨膨脹是有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的。但過度的通貨膨脹不僅擾亂商品市

4、場(chǎng)的價(jià)格信號(hào)，也會(huì)扭曲金融市場(chǎng)，同時(shí)還可能成為社會(huì)的不安定因素。因此抑制通貨膨脹使其保持在適度的范圍內(nèi)，成為了現(xiàn)在甚至更長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)政府工作中的一個(gè)重點(diǎn)。那么，從宏觀的角度來看，在中國(guó)這個(gè)特殊的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，到底是什么因素導(dǎo)致了通貨膨脹？這些因素是否都對(duì)通貨膨脹的形成有顯著的影響呢？本文將會(huì)就此展開研究。二、文獻(xiàn)綜述 關(guān)于通貨膨脹的原因，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出了種種解釋，可分為三個(gè)方面：的一方面為貨幣數(shù)量論的解釋，這種解釋強(qiáng)調(diào)貨幣在通貨膨脹過程中的重要性；第二方面是用總需求與總供給來解釋，包括從需求的角度和供給的角度的解釋，第三方面是從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)因素變動(dòng)的角度來說明通貨膨脹的原因。貨幣數(shù)量論在解釋通貨膨脹的

5、基本思想是，每一次通貨膨脹的背后都有貨幣供給的迅速增加?？傂枨蠛涂偣┙o來解釋通貨膨脹的基本思想是，一方面當(dāng)社會(huì)總需求遠(yuǎn)大于總供給時(shí)，這二者之間的缺口會(huì)導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品以及其它相關(guān)產(chǎn)品價(jià)格的上漲，從而使得一般價(jià)格水平的持續(xù)顯著上漲，導(dǎo)致通貨膨脹；另一方面當(dāng)沒有超額需求時(shí)，供給方面的成本增加，使得生產(chǎn)總成本增加，西方學(xué)者認(rèn)為供給的成本主要是工資水平的提高造成的，當(dāng)成本增加時(shí)，價(jià)格必然會(huì)上漲，從而導(dǎo)致一般價(jià)格的上漲。對(duì)于結(jié)構(gòu)性的通貨膨脹，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家的解釋是，在一定的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，各個(gè)部門在生產(chǎn)率提高的速度、部門發(fā)展速度以及同世界市場(chǎng)的聯(lián)系緊密程度都不同。但是，生產(chǎn)率提高慢的部門、正在趨向衰落的部門以及非開

6、放性的部門在工資和價(jià)格問題上都要求“公平”，要求向生產(chǎn)率提高快的部門。正在迅速發(fā)展的部門以及開放部門“看齊”，要求“趕上去”，結(jié)果導(dǎo)致一般價(jià)格水平的上漲。 國(guó)內(nèi)的部分學(xué)者從國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中的一些因素與通貨膨脹之間的關(guān)系進(jìn)行了深入淺出的分析。如經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、固定資產(chǎn)投資、進(jìn)出口貿(mào)易、貨幣供給量、居民年均消費(fèi)水平等可能導(dǎo)致通貨膨脹的因素。三、模型設(shè)定1. 衡量通貨膨脹的指標(biāo)選擇當(dāng)通貨膨脹發(fā)生時(shí)，人們最明顯的感受就是物價(jià)的持續(xù)上漲，所以公眾一般依據(jù)物價(jià)指數(shù)來判斷通貨膨脹。對(duì)于企業(yè)來說，它們更關(guān)心工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)（PPI）。而對(duì)于政府而言，除了CPI、PPI、GDP平減指數(shù)外，還會(huì)考慮一些其它可能影響

7、通貨膨脹的因素?？陀^的說，這些指標(biāo)都不能比較完美的衡量通貨膨脹。 相比較而言，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)反映物價(jià)變化更為全面和合理，所以在本文中采用CPI作為衡量通貨膨脹的指標(biāo)。2. 通貨膨脹影響因素分析 對(duì)于通貨膨脹形成的原因，人們有各種各樣的觀點(diǎn)。但一致的觀點(diǎn)的認(rèn)為，貨幣供給量的增加是通貨膨脹形成的基本原因。所以，貨幣供給量M2（廣義）是我們進(jìn)行計(jì)量分析的首先要考慮的因素。除此之外，本文還選用了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，固定資產(chǎn)投資，進(jìn)出口貿(mào)易等因素。 （1）.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 隨著經(jīng)濟(jì)的不斷增長(zhǎng)，人們對(duì)未來的投資收益都非常樂觀，于是社會(huì)私人投資就會(huì)增加，從而導(dǎo)致對(duì)貨幣需求的增加，相應(yīng)的，貨幣供給也會(huì)增加，從而可能會(huì)對(duì)通貨

8、膨脹的形成產(chǎn)生影響，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)通貨膨脹的影響用GDP發(fā)展速度衡量，記為SGDP。 （2）固定資產(chǎn)投資 我國(guó)固定資產(chǎn)投資的增長(zhǎng)比較快，甚至出現(xiàn)過快的現(xiàn)象，這樣會(huì)導(dǎo)致部分行業(yè)和地區(qū)低水平重復(fù)建設(shè)，新開項(xiàng)目過多，對(duì)煤、電、油、原料等需求過旺，從而導(dǎo)致對(duì)農(nóng)產(chǎn)品和基礎(chǔ)工業(yè)產(chǎn)品的需求過多，社會(huì)總需求和總供給的矛盾最終可能會(huì)導(dǎo)致物價(jià)的持續(xù)上漲，從而引發(fā)通貨膨脹。固定資產(chǎn)投資對(duì)通貨膨脹的影響用固定資產(chǎn)投資發(fā)展速度衡量，記為SK。 （3）、進(jìn)出口貿(mào)易 在進(jìn)出口貿(mào)易中，當(dāng)出現(xiàn)比較明顯的貿(mào)易順差時(shí)，會(huì)產(chǎn)生大量的外匯儲(chǔ)備，當(dāng)實(shí)行固定匯率制時(shí)，央行為了穩(wěn)定匯率，收購出口所得外匯， 從而會(huì)增加貨幣的發(fā)行量，這樣會(huì)導(dǎo)致流通

9、中的貨幣過多而可能造成通貨膨脹。進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)通貨膨脹的影響比較復(fù)雜，這里僅考慮貿(mào)易順差對(duì)通貨膨脹的影響，用凈出口總額來衡量，記為JX。3. 根據(jù)CPI和SGDP 、SM2、SK、TJX之間的關(guān)系以及以往的經(jīng)驗(yàn)，將模型設(shè)定為： （1）四、數(shù)據(jù)收集及處理 本文收集了1986年2006年相關(guān)變量的數(shù)據(jù)，如下表所示：本表按可比價(jià)格計(jì)算JX除外）（上年100，JX除外） 年份CPISGDPSKSM2JX（億元）1986106.5113.9656118.7129.3-416.21987107.3117.3567120.6124-144.21988118.8124.7475123.5121.2-288.61

10、989118112.959692118.3-243.71990103.1109.8604107.5128411.51991103.4116.6794123.8126.5428.41992106.4123.6071142.3131.32331993114.7131.2383158.6137.3-701.41994124.1136.4067131.4134.5461.71995117.1126.1337117.5129.51403.31996108.3117.0788114.8125.310191997102.8110.9537108.9119.63354.2199899.2106.8748113

11、.9114.83605.5199998.6106.2496105.1114.72423.32000100.4110.6354110.3112.31996.22001100.7110.5233113117.61865.2200299.2109.7374116.9116.82517.62003101.2112.8727127.7119.582092.32004103.9117.711126.6114.672667.52005101.8114.5151126117.578374.42006101.5114.3771123.8115.71775資料來源：中華人民共和國(guó)統(tǒng)計(jì)局 金報(bào)興圖年鑒資源庫 注：以

12、上數(shù)據(jù)除CPI、固定資產(chǎn)投資發(fā)展速度PK外，均是根據(jù)對(duì)應(yīng)的絕對(duì)量換算而來CPI 居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)SGDP 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值發(fā)展速度SM2 廣義貨幣供給量發(fā)展速度SK 固定資產(chǎn)投資發(fā)展速度JX 凈出口總額 五、模型的估計(jì)與調(diào)整 在EVIEWS中建立文檔，分別錄入CPI、SGDP 、SM2、SK、JX 序列的數(shù)據(jù)。然后做最小二乘估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下表所示：查表可以得知當(dāng)0.05時(shí)，故從上表可以看出，SGDP、SK的t值比較顯著，但常數(shù)項(xiàng)C以及SM2、JX的t值不顯著，而且JX的參數(shù)符號(hào)不合理，擬合優(yōu)度可以接受。我們猜測(cè)以上結(jié)果的造成可能是原模型沒有滿足多元回歸模型的古典假定，故需對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)和修正。1

13、. 多重共線性檢驗(yàn)及修正 計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇SGDP 、SM2、SK、JX數(shù)據(jù)，點(diǎn)“6view/correlations”得到相關(guān)系數(shù)矩陣。 由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)不是很高，說明多重共線性不是很嚴(yán)重，但仍然需要進(jìn)行修正。 修正多重共線性本文采用逐步回歸法，分別做CPI對(duì)SGDP 、SM2、SK、JX的一元回歸。結(jié)果如下表所示： 變量SGDPSM2SKJX參數(shù)估計(jì)值0.7839090.6447860.118658-0.00191t統(tǒng)計(jì)量6.3698523.4235040.971226-2.609610.6810740.3815180.0472980.26

14、38530.6642890.348966-0.002840.225108 其中，加入SGDP的方程最大，以SGDP為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸，結(jié)果如下表：變量變量 SPDPSM2 SK JX SGDP，SM2 0.793878（4.112890） 0.014498（0.068345） SGDP，SK 1.207424（12.91907）0.355677（6.625539） SGDP，JX0.700885（5.433511）0.000813（1.608943）經(jīng)比較，新加入的SK的方程0.896951，改進(jìn)最大，而且各解釋變量參數(shù)的t值均顯著，選擇保留SK，再加入其它新變量逐步回歸，結(jié)果如

15、下表所示：變量變量 SPDPSM2 SK JX SGDP，SK，SM2 1.159999（9.693796） 0.014498（0.068345） 0.359917 （6.5501） SGDP，SK，JX 1.145359（11.37565）0.339152（6.345135） 00.000415（1.430492）在SGDP、SK的基礎(chǔ)上加入SM2后的方程 沒有改進(jìn)，而且SM2參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯，甚至其參數(shù)符號(hào)也變得不合理。加入JX后雖然 0.902612，有略微改進(jìn)，但JX參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，同樣其參數(shù)的符號(hào)也是不合理的。這說明SM2、JX引起了相對(duì)嚴(yán)重的多重共線性，應(yīng)予剔除。 經(jīng)過多重共線

16、性修正后的模型為： （2） = (1.085999) (12.91907) (-6.625539) 2. 異方差檢驗(yàn) 對(duì)于異方差的檢驗(yàn)，由于本文采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，所以采用ARCH檢驗(yàn)法。檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示： 在的顯著水平下，查分布表得臨界值，明顯有，但是由于本文所采用的樣本是小樣本，而ARCH檢驗(yàn)只適用于大樣本，故無法確認(rèn)模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)是否確實(shí)不存在異方差。為減輕可能存在的異方差對(duì)模型的影響，對(duì)模型進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，做OLS回歸可得到新的模型： （3） （1.021141） （14.67468） （7.686376） 3. 自相關(guān)檢驗(yàn) 自相關(guān)的檢驗(yàn)采用DW檢驗(yàn)法，由模型（3）得知DW1.656

17、635，在的顯著水平下，對(duì)于樣本量為21，兩個(gè)解釋變量的模型，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，模型有，故可知模型（3）不存在自相關(guān)。 由于本文采用的數(shù)據(jù)是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為了防止“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn),必須對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，并考察它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。4. 單位根檢驗(yàn) 由于在檢驗(yàn)所設(shè)定的模型時(shí)，假設(shè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng) 不存在自相關(guān)。但大多數(shù)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)序列是無法滿足此項(xiàng)假設(shè)的，為避免產(chǎn)生偏誤，本文單位根檢驗(yàn)采用ADF檢驗(yàn)。 設(shè)各變量的一階差分分別為、，單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示： 變量ADF統(tǒng)計(jì)量ADF臨界值檢驗(yàn)結(jié)論-2.603878-4.688214-3.831511*-3.857386*非平穩(wěn)平 穩(wěn)-2.605

18、491-3.041583-3.831511*-3.029970* 非平穩(wěn)平 穩(wěn)-2.692304-3.910343-3.831511*-3.065585* 非平穩(wěn) 平 穩(wěn) 注：* 、*、*分別是表示1、5、10的顯著性水平 從上表可以得知，、都是非平穩(wěn)的，、都是平穩(wěn)的。5. 協(xié)整檢驗(yàn) 在EVIEWS中定義，然后做模型（3）中殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下圖所示： 在5的顯著性水平下，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為3.902350，小于相應(yīng)臨界值，從而說明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，也就說明與、之間存在協(xié)整關(guān)系。 6. 誤差修正模型與、之間存在協(xié)整，表明與其它二者之間有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。但從短期來看，可能會(huì)出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，可以把協(xié)整回歸式（3）中的誤差項(xiàng)看作均衡誤差，通過建立誤差修正模型把、的短期行為和長(zhǎng)期變化聯(lián)系起來。誤差修正模型的結(jié)構(gòu)如下 （4） 其中 EMBED Equation.DSMT4 EMBED Equation.DSMT4 EMBED Equation.DSMT4 利用EVIEWS最終可得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果： （0.305322） （11.44874） （7.380258） （3.247701） 綜上所述，本研究模型估計(jì)的最終結(jié)果為 （1.021141） （14.67468） （7.686376） 六、結(jié)論及政策建議在我國(guó)，改革開放近30年以來，經(jīng)濟(jì)