1、.需求推動角度考慮通貨膨脹成因的實證分析統計2000級（1）班 莊彬惠 鄧 俊 吳俊蓉 楊麗莎指導教師 周惠彬一、 經濟理論的陳述 弗里德曼將通貨膨脹定義為：“通貨膨脹是引起物價長期普遍上漲的一種貨幣現象。”弗里德曼的這個定義堅持了兩點：（1）通貨膨脹是一種貨幣現象而非一般的經濟現象，通貨膨脹或通貨緊縮的發生總是與貨幣量的多少直接相關；（2）通貨膨脹所表現出來的物價上漲是長期的和普遍的。對于通脹的定義還有很多，但大都是大同小異。通脹的表現是物價在長期的普遍上漲，且通脹對于經濟的成長是很不利的。通貨膨脹使個人和企業承受更高的實際稅賦；通貨膨脹降低儲蓄的數量和效率；通貨膨脹減少投資；通貨膨脹嚴重損

2、害供給；通貨膨脹導致貿易逆差。所以我們要積極的制止通脹的形成，因此我們有必要對通脹的成因進行一系列的分析。我們從需求推動角度考慮通脹的成因。 從需求的角度來說，我們考慮以下一些變量：固定資產投資、經濟增長（即GDP）、外匯、上期物價的關系對通脹的影響。另外，我們選用的是零售物價指數來代表通貨膨脹的程度。之所以選擇零售物價指數是因為它能全面的反映整個國民經濟中所以的價格指數和物價水平而且較其他的物價指數更具有代表性。以下就各變量在理論上對通脹的影響進行分析：（1）目前，我國固定資產膨脹主要表現為一般加工工業投資增長過快，非生產性建設如樓堂館所搞得大多，這就造成投資結構向加工工業和非生產性建設傾斜

3、，造成能源、原材料的供應和交通運輸極度緊張。同時由此帶來的缺口，又使國家不得不增加重點建設投資，使國家財政收支狀況進一步惡化，增加物價上漲的壓力。（2）經濟的增長也會導致通貨膨脹。經濟增長了對貨幣的需求就會增加，貨幣的供給也會相應的增加，所以就會給通脹埋下一定的隱患。（3）外匯和通脹也有一定的聯系。這種通貨膨脹是由于外債負擔過重、外貿逆差過大以及國際市場價格與國內市場價格相差懸殊所引起的通貨膨脹。目前，中國的出口額占國內凈物質生產的比例已達15.5% ，甚至超過了日本所占的比例，即中國每年工業增長的20% 是用于出口的。我國是一個國內商品供求極不平衡的國家，盲目增加出口，加劇了國內市場需求大于

4、供給的現象，這也是導致中國出現通貨膨脹的一個重要原因。出口貿易的增長相對落后于進口貿易，也是結構失衡而引發物價上漲的因素之一。為了彌補國際收支的不平衡，國家不得不采取提高價格收購以增加出口產品，從而影響國內消費品的供應，加劇了國內市場供需矛盾。（4）上一期的物價指數對通脹的影響在于：人們會根據上一期的物價指數來覺得自己該期的消費計劃，而且由于物價指數存在一定的滯后，所以它會對該期的通脹造成一定的影響。理論模型的設定為了確定以上所述因素是否確實為通貨膨脹成因即是否實際影響物價，我們先單獨考慮各因素對物價P的影響是否顯著：投資如圖，投資I與物價指數P間有較高相關性，并且投資對物價的影響表現出明顯的

5、滯后性，滯后期為12年：投資從90年開始迅速增長，由于投資影響，物價從92年開始飛速增長。通過阿爾蒙法對物價P與投資I間關系進行分析，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：單獨考慮投資對物價影響，模型擬合較好，物價增長中有96.9%可由固定資產投資增加解釋。當期投資對物價影響不顯著，t僅為1.57；滯后1期投資對物價有顯著影響，t=21.86，說明投資對物價影響確實有滯后性，滯后一期固定

6、資產投資增加1%，引起物價增加0.134%。因此，將滯后一期投資LI（-1）引入模型。 （1） 經濟增長 如圖，GDP與物價指數P間存在較高相關性，且GDP對P作用表現出一定的滯后性，滯后期約為1期：91年開始經濟快速增長，由此92年開始物價飛漲；96年經濟增長速度減慢，由此96年后通貨膨脹得到控制，并逐漸轉為通貨緊縮。通過阿爾蒙法對P與GDP間關系進行分析，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

7、=0.4898 F=561.0784 df=18可知：只考慮GDP單獨對P的影響，模型擬合較好，P的增長中有98.42%可由各期GDP的增長解釋。當期及滯后1期GDP對P的影響顯著，滯后1期的GDP對P的影響更大，t值=33.2203。當期GDP每增加1%引起P 增長0.4785%，滯后1期GDP增長1%引起P增長0.1518%。因此，將滯后一期經濟發展LGDP（-1）引入模型。（2） 外匯如圖，物價P與外匯F間在總體上存在一定相關性，但相關程度不是很大，且90年以后相關性大于90年前。外匯對P的影響未表現出滯后性，即外匯增長對物價增長的影響基本是同期的：92年外匯快速增加的同時物價猛漲，通貨

8、膨脹；97年外匯增幅下降，同時物價下降，開始通貨緊縮。通過阿爾蒙法對P與F間關系進行分析，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：單獨考慮外匯F對物價P的影響，模型擬合得不是很好，物價變動中僅有83.1%可由外匯變動解釋。當期外匯對物價有較顯著影響，t=2.910；滯后各期F對P無顯著影響。當期外匯增長1%，引起物價同步增長0.2713%。因此，將當期外匯LF引入模型。（3） 上期物價指數由于物價存在慣性作

9、用，上幾期物價水平對當期物價有一定影響，故實際分析當期物價影響因素時還須考慮上幾期物價水平的影響。通過阿爾蒙法對P與P（-1）、P（-2）等間關系進行分析，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：單獨考慮滯后期物價對當期物價的影響，模型擬合得很好，當期物價變動有98.19%可由上幾期物價變動解釋。上1期物價對當期有顯著影響，t=24.167；上2期物價對當期物價影響不大，t僅為0.033。上1期物價增長1

10、%，其慣性會導致當期物價增長0.9796%。因此，將滯后一期物價LP（-1）引入模型。綜上所述，由于樣本容量僅有23組數據，故為避免自由度損失而導致的自由度不足，我們只選取各因素中對當期物價影響最顯著的那一期進行回歸。具體說來，即投資因素中選取滯后1期固定資產投資總額I（-1），經濟增長因素中選滯后1期GDP（-1），外匯因素中選當期外匯F，上幾期物價水平因素中選上1期零售商品物價指數（-1）。又由于對數變換能使測定變量值的尺度縮小，且對數變換后的線形模型其相對誤差往往具有較小差異，故我們先將各解釋變量的數據做對數變換，變為LI（-1）、LGDP（-1）、LF、LP（-1）后，設定模型為：LP

11、=a0+a1*LI（-1）+a2*LGDP（-1）+a3*LF+a4*LP（-1）+u LP當期物價指數 Li（-1）滯后一期固定資產投資總額 LGDP（-1）滯后一期GDP LF當期外匯總額 LP（-1）滯后一期物價指數 （L表示取對數）二、 據來源與收集方法 數據來自于2001年中國統計年鑒及其他網上搜尋結果，結果如下：obsPIGDPFP(-1)197813624.11.6719791024038.28.411980108.1910.94517.8-12.961021981110.79614862.427.08108.11982112.81230.45294.769.86110.7198

12、3114.51430.15934.589.01112.81984117.71832.9717182.2114.51985128.12543.28964.426.44117.71986135.83120.610202.220.72128.11987145.73791.711962.529.23135.81988172.74753.814928.333.72145.71989203.44410.416909.255.5172.71990207.7451718547.9110.93203.41991213.75594.521617.8217.12207.71992225.28080.126638.1

13、194.43213.71993254.913072.334634.4211.99225.21994310.217042.146759.4516.2254.91995356.120019.358478.1735.97310.21996377.822913.567884.61050.29356.11997380.824941.174462.61398.9377.81998370.928406.278345.21449.6380.81999359.829854.782067.51546.75370.92000354.432917.789403.61655.74359.8三、 參數估計用OLS估計參數

14、，結果如下模型一：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由以上結果可知：模型一整體擬合得很好，真實線actual與擬合線fitted基本重合。R2=0.9917，各因素對物價的解釋程度高達99.17%；F=450.3741F(4,18)=2.93 (顯著性水平a=0.05)，表明模型從整體上看物價指數與各解釋變量

15、間線形關系顯著。四、 各種檢驗和修正1、 多重共線性檢驗及修正（1）檢驗 Correlation Matrix LPLI(-1)LGDP(-1)LFLP(-1)LP10.9848024145150.987971092370.9071375688070.989997049639LI(-1)0.98480241451510.9958024966170.8902267134280.980259927924LGDP(-1)0.987971092370.99580249661710.9146940047960.992460834278LF0.9071375688070.8902267134280.914

16、69400479610.937613819947LP(-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t值不顯著，LGDP（-1）與LF系數符號與經濟意義相悖。表明模型一中解釋變量存在嚴重的多重共線性。（2）修正 運用OLS方法逐一求LP對各個解釋變量的回歸。結合經濟意義和統計檢驗選出擬合效果最好的一元線形回歸方程。經分析，固定LGDP（-1），對其他解釋變量進行偏回歸，可得LI（-1）、LF、LP（-1）間線形關系明顯減弱，相

17、關系數只有0.40.5左右：說明LGDP是導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個一元回歸模型中物價LP對滯后1期投資LI（-1）的線形關系最強，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模型：A. LP = 0.9541 + 0.04637*LI(-1) + 0

18、.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無顯著提高，LI（-1）的t值不顯著，不適用，且LGDP（-1）與LI（

19、-1）間有很強共線性，故刪去LGDP（-1）；B與模型二相比R2無顯著提高，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無顯著提高，F下降，t值下降，且LF系數與經濟意義相反，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) + 0.6

20、227*LP(-1)T （2.7002） （2.4729） （4.2759）R2=0.9854 F=572.12162、 異方差檢驗及修正(1) 檢驗由上圖知：物價P的殘差平方E2隨inv的增大先減小后增大，不具備單調性，故不能分段檢驗法。由于ARCH檢驗是時間序列檢驗，不受單調性影響，故用ARCH檢驗異方差性。由ARCH檢驗結果得：Obs*R-squared=6.906112 滯后期為2的卡方分布（a=0.05）=5.9915，拒絕H0，表示模型中隨機誤差項存在異方差。(2) 修正生成權數W=1/LI（1），再進行WLS 回歸，得結果模型四： LP = 0.7333 + 0.1462*LI(

21、-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檢驗得Obs*R-squared=5.7924 h(a/2)=1.96 (a=0.05)因此拒絕原假設p=0，說明自回歸模型存在正的一階自相關。(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

22、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 h(a/2)=1.96 (a=0.05)因此接受原假設p=0，說明自回歸方程不存在一階自相關。又模型五中T、R2、F值皆有所提高，且模型的ARCH檢驗得Obs*R-squared=0.4154滯后期為2的卡方分布（a=0.05），接受H0，表示模型中隨機誤差項不存在異方差。故模型五最佳，選擇模型五為最終回歸結果：LP = -26.128 + 0.298*LI(-1) + 0.513*LP(-1) +

23、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：滯后一期投資每變動1%，引起當期物價變動0.298%；滯后一期物價變動1%，引起當期物價變動0.513%。由以上結果可知：當期物價變動有99.36%可由滯后一期的投資和物價共同解釋，且滯后一期投資與滯后一期物價對當期物價的影響顯著，t值分別為3.9610和3.4137。模型擬合較好，如下： 五、 分段分析預測由上圖觀察，并考慮到足夠的樣本容量進行回歸，我們將我國從19782000年的通貨膨脹分為以下2個階段考察：1、1979年1991年由上圖可知，從19791991這13年中，物價總體呈溫和上升趨勢，主要又分為以下幾個階段：（1）7986年，這段時期內，投資、經濟發展、外匯等都增長較小、較平穩，故物價也較穩定，8年物價指數僅增長50%，年增長率僅為6.25%左右；（2）8789年，這段時期內，物價上漲率超過2位數，3年僅上漲約50%，年增長率超過16%；（3）9091