針對中國通貨膨脹影響因素的計量分析

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

2、4個月大幅上漲，8月創(chuàng)下6.5%的10年來單月同比漲幅新高。一時間，CPI自2004年之后，再次成為人們關注的焦點。據(jù)統(tǒng)計，今年月至月份累計，居民消費價格總水平同比上漲；月份當月居民消費價格總水平同比上漲，其中城市價格上漲，農(nóng)村價格上漲，工業(yè)品出廠價格同比上漲，原材料、燃料、動力購進價格上漲；國家統(tǒng)計局本來計劃在10月24日公布9月CPI數(shù)據(jù)，但國家發(fā)改委副主任朱之鑫于18日在十七大記者招待會上表示，9月的居民消費價格（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個百分點，但仍然處于近十年來的第二高位。政府面對物價的上漲也采取了一些措施，央行行長周小川在十七大期間接受

3、采訪時表示:“央行吸收流動性的措施起到了作用，但總體力度還不夠。”對于此次物價的快速上漲，社會輿論有不同的聲音。一些學者認為前景不樂觀，如果再這樣發(fā)展下去，很可能會爆發(fā)全面的通貨膨脹。但是，另一部分學者認為現(xiàn)在不具備發(fā)生全面通貨膨脹的條件。中國社科院金融研究所在發(fā)布的中國宏觀經(jīng)濟分析2007秋季報告中稱，雖然在強勁總需求帶動下，中國物價水平呈上升趨勢，不過，當前的物價的迅速上漲是糧食價格上漲造成的，不太可能形成全面、持續(xù)、不可容忍的通貨膨脹。 應該說，自1978年中國改革開放，伴隨著經(jīng)濟的高速發(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)濟發(fā)展的。但過度的通貨膨脹不僅擾亂商品市

4、場的價格信號，也會扭曲金融市場，同時還可能成為社會的不安定因素。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)在甚至更長時間內(nèi)政府工作中的一個重點。那么，從宏觀的角度來看，在中國這個特殊的經(jīng)濟環(huán)境下，到底是什么因素導致了通貨膨脹？這些因素是否都對通貨膨脹的形成有顯著的影響呢？本文將會就此展開研究。二、文獻綜述 關于通貨膨脹的原因，西方經(jīng)濟學家提出了種種解釋，可分為三個方面：的一方面為貨幣數(shù)量論的解釋，這種解釋強調(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)濟結構因素變動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，一方面當社會總需求遠大于總供給時，這二者之間的缺口會導致農(nóng)產(chǎn)品以及其它相關產(chǎn)品價格的上漲，從而使得一般價格水平的持續(xù)顯著上漲，導致通貨膨脹；另一方面當沒有超額需求時，供給方面的成本增加，使得生產(chǎn)總成本增加，西方學者認為供給的成本主要是工資水平的提高造成的，當成本增加時，價格必然會上漲，從而導致一般價格的上漲。對于結構性的通貨膨脹，西方經(jīng)濟學家的解釋是，在一定的經(jīng)濟環(huán)境下，各個部門在生產(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”，結果導致一般價格水平的上漲。 國內(nèi)的部分學者從國民經(jīng)濟運行過程中的一些因素與通貨膨脹之間的關系進行了深入淺出的分析。如經(jīng)濟增長、固定資產(chǎn)投資、進出口貿(mào)易、貨幣供給量、居民年均消費水平等可能導致通貨膨脹的因素。三、模型設定1. 衡量通貨膨脹的指標選擇當通貨膨脹發(fā)生時，人們最明顯的感受就是物價的持續(xù)上漲，所以公眾一般依據(jù)物價指數(shù)來判斷通貨膨脹。對于企業(yè)來說，它們更關心工業(yè)品出廠價格指數(shù)（PPI）。而對于政府而言，除了CPI、PPI、GDP平減指數(shù)外，還會考慮一些其它可能影響

7、通貨膨脹的因素。客觀的說，這些指標都不能比較完美的衡量通貨膨脹。 相比較而言，居民消費價格指數(shù)反映物價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。2. 通貨膨脹影響因素分析 對于通貨膨脹形成的原因，人們有各種各樣的觀點。但一致的觀點的認為，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）是我們進行計量分析的首先要考慮的因素。除此之外，本文還選用了經(jīng)濟增長，固定資產(chǎn)投資，進出口貿(mào)易等因素。 （1）.經(jīng)濟增長 隨著經(jīng)濟的不斷增長，人們對未來的投資收益都非常樂觀，于是社會私人投資就會增加，從而導致對貨幣需求的增加，相應的，貨幣供給也會增加，從而可能會對通貨

8、膨脹的形成產(chǎn)生影響，經(jīng)濟增長對通貨膨脹的影響用GDP發(fā)展速度衡量，記為SGDP。 （2）固定資產(chǎn)投資 我國固定資產(chǎn)投資的增長比較快，甚至出現(xiàn)過快的現(xiàn)象，這樣會導致部分行業(yè)和地區(qū)低水平重復建設，新開項目過多，對煤、電、油、原料等需求過旺，從而導致對農(nóng)產(chǎn)品和基礎工業(yè)產(chǎn)品的需求過多，社會總需求和總供給的矛盾最終可能會導致物價的持續(xù)上漲，從而引發(fā)通貨膨脹。固定資產(chǎn)投資對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）、進出口貿(mào)易 在進出口貿(mào)易中，當出現(xiàn)比較明顯的貿(mào)易順差時，會產(chǎn)生大量的外匯儲備，當實行固定匯率制時，央行為了穩(wěn)定匯率，收購出口所得外匯， 從而會增加貨幣的發(fā)行量，這樣會導致流通

9、中的貨幣過多而可能造成通貨膨脹。進出口貿(mào)易對通貨膨脹的影響比較復雜，這里僅考慮貿(mào)易順差對通貨膨脹的影響，用凈出口總額來衡量，記為JX。3. 根據(jù)CPI和SGDP 、SM2、SK、TJX之間的關系以及以往的經(jīng)驗，將模型設定為： （1）四、數(shù)據(jù)收集及處理 本文收集了1986年2006年相關變量的數(shù)據(jù)，如下表所示：本表按可比價格計算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：中華人民共和國統(tǒng)計局 金報興圖年鑒資源庫 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)對應的絕對量換算而來CPI 居民消費價格指數(shù)SGDP 國內(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，估計結果如下表所示：查表可以得知當0.05時，故從上表可以看出，SGDP、SK的t值比較顯著，但常數(shù)項C以及SM2、JX的t值不顯著，而且JX的參數(shù)符號不合理，擬合優(yōu)度可以接受。我們猜測以上結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，故需對模型進行檢驗和修正。1

13、. 多重共線性檢驗及修正 計算各解釋變量的相關系數(shù)，選擇SGDP 、SM2、SK、JX數(shù)據(jù)，點“6view/correlations”得到相關系數(shù)矩陣。 由相關系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關系數(shù)不是很高，說明多重共線性不是很嚴重，但仍然需要進行修正。 修正多重共線性本文采用逐步回歸法，分別做CPI對SGDP 、SM2、SK、JX的一元回歸。結果如下表所示： 變量SGDPSM2SKJX參數(shù)估計值0.7839090.6447860.118658-0.00191t統(tǒng)計量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，順次加入其他變量逐步回歸，結果如下表：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的基礎上加入SM2后的方程 沒有改進，而且SM2參數(shù)的t檢驗不顯，甚至其參數(shù)符號也變得不合理。加入JX后雖然 0.902612，有略微改進，但JX參數(shù)的t檢驗不顯著，同樣其參數(shù)的符號也是不合理的。這說明SM2、JX引起了相對嚴重的多重共線性，應予剔除。 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 對于異方差的檢驗，由于本文采用時間序列數(shù)據(jù)，所以采用ARCH檢驗法。檢驗結果如下表所示： 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檢驗只適用于大樣本，故無法確認模型中的隨機誤差項是否確實不存在異方差。為減輕可能存在的異方差對模型的影響，對模型進行對數(shù)變換，做OLS回歸可得到新的模型： （3） （1.021141） （14.67468） （7.686376） 3. 自相關檢驗 自相關的檢驗采用DW檢驗法，由模型（3）得知DW1.656

17、635，在的顯著水平下，對于樣本量為21，兩個解釋變量的模型，查DW統(tǒng)計表可知，模型有，故可知模型（3）不存在自相關。 由于本文采用的數(shù)據(jù)是時間序列數(shù)據(jù)，為了防止“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn),必須對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，并考察它們之間是否存在協(xié)整關系。4. 單位根檢驗 由于在檢驗所設定的模型時，假設隨機擾動項 不存在自相關。但大多數(shù)的經(jīng)濟數(shù)據(jù)序列是無法滿足此項假設的，為避免產(chǎn)生偏誤，本文單位根檢驗采用ADF檢驗。 設各變量的一階差分分別為、，單位根檢驗結果如下表所示： 變量ADF統(tǒng)計量ADF臨界值檢驗結論-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 在EVIEWS中定義，然后做模型（3）中殘差序列的平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果如下圖所示： 在5的顯著性水平下，t檢驗統(tǒng)計量值為3.902350，小于相應臨界值，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期的均衡關系。但從短期來看，可能會出現(xiàn)失衡，為了增強模型的精度，可以把協(xié)整回歸式（3）中的誤差項看作均衡誤差，通過建立誤差修正模型把、的短期行為和長期變化聯(lián)系起來。誤差修正模型的結構如下 （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結果： （0.305322） （11.44874） （7.380258） （3.247701） 綜上所述，本研究模型估計的最終結果為 （1.021141） （14.67468） （7.686376） 六、結論及政策建議在我國，改革開放近30年以來，經(jīng)濟