期望擴(kuò)充菲利普斯曲線在我國的一個(gè)實(shí)證分析

1、百度文庫-讓每個(gè)人平等地提升自我期望擴(kuò)充菲利普斯曲線在我國的一個(gè)實(shí)證分析一、問題的提出：我國從2003年開始的新一輪經(jīng)濟(jì)增長中，物價(jià)總趨勢一直處于上漲狀態(tài)。2003年下半年起，物價(jià)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(jià)漲幅雖然回落，但物價(jià)總趨勢還是處于上 漲中，只是居民消費(fèi)價(jià)格漲幅相對溫和，原材料、燃料、動力購進(jìn)價(jià)格和工業(yè)品出廠價(jià)格漲幅都還比較高。2006年上半年，居民消費(fèi)價(jià)格總水平同比上漲，漲幅比上年同期低1個(gè)百分點(diǎn);商品零售價(jià)格同比上漲；工業(yè) 品出廠價(jià)格同比上漲；原材料、燃料、動力購進(jìn)價(jià)格同比上漲。但是我國一般物價(jià)指數(shù)的統(tǒng)計(jì)并沒有包含房價(jià)、 油、電、

2、水、氣等，而加上這些，物價(jià)上漲將會更明顯。拿房價(jià)來舉例：2005年70個(gè)大中城市房屋銷售價(jià)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(jià)上漲尤為顯著,如北京住房價(jià)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(jià)格比上年同期上漲%，二季度同比上漲, 7月份達(dá)到, 1T月份達(dá)到，這是北京2006年度連續(xù)六個(gè)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(jì)繼續(xù)快速增長的背景下，居民消費(fèi)價(jià)格（CPI）繼續(xù)呈上漲趨勢。各月同比 分別上漲、和，累計(jì)上長，總體漲幅較上年同

3、期上漲個(gè)百分點(diǎn)。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(jià)格同比上漲 ,居住價(jià)格上漲 ,娛樂教育文化用品及服務(wù)價(jià)格 下降,其余商品價(jià)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(jià)格同比上漲,工業(yè)品出廠價(jià)格 上漲 ,原材料、燃料、動力購進(jìn)價(jià)格上漲。如果綜合考慮消費(fèi)物價(jià)、房價(jià)以及油、電、水、氣的價(jià)格，不難發(fā)現(xiàn)近年來我國物價(jià)上漲是很明顯的，并且上 漲趨勢還很有可能持續(xù)下去。現(xiàn)代市場經(jīng)濟(jì)國家的四大宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)之一就是穩(wěn)定價(jià)格，因此，面對當(dāng)前持續(xù)的物 價(jià)上漲，對通貨膨脹的研究再一次成為了熱點(diǎn)課題。對于通貨膨脹，經(jīng)濟(jì)學(xué)中有著名的“期望擴(kuò)充詡普斯曲線”模型，能否用這一模

4、型對我國經(jīng)濟(jì)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(yù)期對通貨膨脹的顯著影響？該模型能不能對我國預(yù)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(jìn)菲利普斯曲線，是英國經(jīng)濟(jì)學(xué)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(jì) 數(shù)據(jù)提出的一條反映二者經(jīng)濟(jì)關(guān)系的曲線。菲利普斯曲線的沿革可以劃分為三個(gè)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(fù)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(diǎn)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(jì)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(diǎn)進(jìn)行選擇。第二階段由M.弗里德曼(,1968年)和.費(fèi)爾普斯(.Phelps , 1967年)，各自獨(dú)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(yù)期，通貨膨脹提出了短期通 脹率和失業(yè)率之間是負(fù)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(dǎo)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(zhǔn)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(yù)期學(xué)派對菲利普斯曲線的批評而展開的討論。一批理論經(jīng)濟(jì)學(xué)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(rèn)為采用適應(yīng)性預(yù)期，經(jīng)濟(jì)行為人的預(yù)期往 往會出現(xiàn)偏差，并且否定通貨膨脹率未預(yù)知部分和失業(yè)率之間的關(guān)系能破有規(guī)則的經(jīng)濟(jì)政策加以利用。以上各學(xué)派都肯定市場主體的獨(dú)立性與市場機(jī)制的完善性主要分歧在于對經(jīng)濟(jì)主體的主動性的假定上有差異, 即聆濟(jì)主體對政府宏觀政策的預(yù)期效果及反應(yīng)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(yàn)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(rèn)識。 國外各經(jīng)濟(jì)學(xué)派長期的爭論說明了這一點(diǎn)。(二)我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)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(shí)經(jīng)濟(jì)中是否存在 菲利普斯曲線大致持有三種不同的觀點(diǎn)：第一種觀點(diǎn)認(rèn)為，中國現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中存在菲利普斯曲線(劉樹成，陳學(xué)彬， 余永定；黎德福，張煥明)；第二種觀點(diǎn)認(rèn)為，并不存在招I普斯曲線或中國現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中不存在菲利普斯曲線(左大 培，易綱)；第三種觀點(diǎn)認(rèn)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(yùn)用我國的數(shù) 據(jù)對預(yù)期增廣的菲利普斯曲線進(jìn)行協(xié)整分析和檢驗(yàn)

8、，得出了我國的通脹、工資、需求和進(jìn)口 4個(gè)變量之間存在一個(gè) 長期穩(wěn)定的關(guān)系。栗樹和等(1988)認(rèn)為，1953-1985年，中國的菲利普斯曲線經(jīng)歷了正斜率、正負(fù)斜率交替和負(fù)斜率三個(gè)階 段。劉樹成(1998)的研究表明，我國經(jīng)濟(jì)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(xué)彬(1996)利用改革以來的GDP統(tǒng)計(jì)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(jìn)行估計(jì)，結(jié) 果表明無論是相互交替情形，還是附加預(yù)期或者理性預(yù)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(jì)分析得出，我國改革以來的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行斐料接受了引

9、入時(shí)間變量T 和t-2期通脹預(yù)期誤差校正破一總- 2)的假設(shè)形式：=a%+i + pT+v(%7-7C-2)反映我國改革開放以來經(jīng)濟(jì)體制從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制向市場經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)變過程中，通貨膨脹隨時(shí)間推移而逐步加速上漲 的趨勢被公眾理性預(yù)期到的事實(shí)。謝為安通過對菲利普斯曲線分析認(rèn)為，一般的菲利普斯曲線與實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況仍有一定偏差。他認(rèn)為滯后調(diào)整 的菲利普斯曲線與自適應(yīng)預(yù)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(yīng)預(yù)期模型忽視當(dāng)期信息可能對 預(yù)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(yù)測通貨膨脹率方面，滯后調(diào)整模型又不及自適應(yīng)預(yù)期模型。 因而將其結(jié)合，就得到更加實(shí)際的翊普斯曲線。(推導(dǎo)過程見附錄

10、)因此我們將預(yù)期擴(kuò)充菲利普斯曲線加上滯后調(diào)整模型，在謝為安推導(dǎo)的模型基礎(chǔ)上進(jìn)行對我國實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行 過程中菲利普斯曲線進(jìn)行擬合。三、模型設(shè)定（一）基本原理附加預(yù)期的菲利普斯曲線為：血=F（Ut） + Pe標(biāo)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(duì)的非線性函數(shù)，pe為預(yù)期通貨膨脹率。通貨膨脹率的自適應(yīng)預(yù)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(yīng)相結(jié)合的菲利普斯曲線的推導(dǎo)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(jìn)行分析，并驗(yàn)證預(yù)期擴(kuò)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(shí)際情況。（二）衡量指標(biāo)通貨膨脹率用居民消費(fèi)品價(jià)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(jì)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(jì)局網(wǎng)站.國務(wù)院信

12、息發(fā)展研究中心網(wǎng)站.中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫 注：P為我國居民消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)（1985年以前用商品零售價(jià)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(fèi)品價(jià)格增長率，衡量通貨膨脹率水平，由計(jì)算:，;:二）得到；DGDPT表示GDP增長率，衡量經(jīng)濟(jì)增長水平，由那短喳f 算得到；由于數(shù)據(jù)均為時(shí)間序列，需要進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。由ADF檢驗(yàn)，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(shí)間序列的結(jié)果。檢驗(yàn)時(shí)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(jì)增長率指標(biāo)，U為失業(yè)率五、模型的估計(jì)和調(diào)整(-)一階展開模型對B加+B 4- / p / A -p M+B - /進(jìn)行最小二乘估計(jì)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(shí)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(yàn)，九2=2廠* 0.2 Vx. (/)，認(rèn)為約束模型成立，可以剔除解程變量4再進(jìn)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(gè)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(jìn)行異方差檢驗(yàn)：WHITE檢驗(yàn)：obs*R-squared=,無異方差A(yù)RCH檢驗(yàn):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(xiàng)，易存在自相關(guān)，進(jìn)行德賓h檢驗(yàn)1川=,無自相關(guān)。a =該模型t值顯著，檢驗(yàn)無自相關(guān)，無異方差，但僅為，擬合程度不佳，有待進(jìn)一步修正。因此采用二階泰 勒展開的模型進(jìn)行回歸估計(jì)。(二)二階展開模型對尸t B山十Bj/z-/ + B瓦+ B *B *團(tuán)+ B/進(jìn)彳小二乘估計(jì)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(jì)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(gè)模型，考慮到我 國失業(yè)登記的有限性，我們對踴變量u進(jìn)行測量誤差的檢驗(yàn)。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(fù)相關(guān)關(guān) 系。因此，用經(jīng)濟(jì)增長率作為工具變量，進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)，得到結(jié)果如下：Pt 4 B % + p ffP/ 一 / + p /一 j + p /W- / + P/r e殘差項(xiàng)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(dǎo)致模型擬合程度不高。根據(jù)契肯定律，經(jīng)濟(jì)增 長和失業(yè)之間具有極強(qiáng)的負(fù)相關(guān)，因此，通貨膨脹與失業(yè)或

20、通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長的菲利普斯曲線是等值的。依此對 模型進(jìn)行改進(jìn)，用新解釋變量經(jīng)濟(jì)增長率引入模型八替換解釋變量失業(yè)率。（三）改進(jìn)后模型4 B 十B 戶 l B /自7十3 /山射心+ B “跖口- 進(jìn)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(jì):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(yán)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(jìn)行設(shè)定誤差檢驗(yàn)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(jìn)行異方差檢驗(yàn)：WHITE檢驗(yàn)：Obs*Rsquared= 無異方差A(yù)RCH檢驗(yàn):Obs*R-squared= 無異方差對模型進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)：1川=,a =。.廣無自相關(guān)因此，預(yù)期擴(kuò)充菲利普斯曲線模型調(diào)整的最終結(jié)果為：尸/ = 一。/中”個(gè)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(jì)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(yàn)，最終得到的模型從最小二 乘回歸可以看到，t統(tǒng)計(jì)量皆顯著，2=, F=o因而可以說謝為安導(dǎo)出的更加實(shí)際的菲利普斯曲線經(jīng)過調(diào)整 后，由實(shí)證檢驗(yàn)，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(jì)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(yàn)證我國存在菲利普斯曲線。經(jīng)濟(jì)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(fù)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(yàn)結(jié)果。但同時(shí)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(dǎo)出的一階泰勒展開式模型。直接使用經(jīng)濟(jì)增長率替換失業(yè)率還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。七.結(jié)論在我國，通貨膨脹率與經(jīng)濟(jì)的增長高度相關(guān)，連續(xù)的經(jīng)濟(jì)高增長會導(dǎo)致物價(jià)奧的提高甚至出現(xiàn)通貨膨脹。政 府應(yīng)通過宏觀調(diào)控政策，適當(dāng)控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度，在經(jīng)濟(jì)高速增長時(shí)進(jìn)行提前調(diào)控，以使其“軟著陸，避免物價(jià) 大幅上漲。同時(shí)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(yīng)考慮預(yù)期因素的作用，降 低公眾的通貨膨脹預(yù)期,使政府當(dāng)局可以在較低的通貨膨脹率水平下實(shí)施其他的經(jīng)濟(jì)政策來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的內(nèi)外均衡。具 體措施為：中央銀行制定穩(wěn)定物價(jià)的政策公布實(shí)行通貨膨脹目標(biāo)制的貨幣政策公布中長期所要達(dá)到的通貨膨脹率 或通貨膨脹率區(qū)間;經(jīng)濟(jì)面臨短期沖擊時(shí)對政策進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整;增加責(zé)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(qiáng)中央銀行 的責(zé)任感。參考文獻(xiàn)：T 李佳，李睿從菲利普斯曲線看經(jīng)濟(jì)政策制訂中預(yù)期因素的作用.理論探討2 謝為安.