通货膨胀模型.doc

我国通货膨胀运行模型的设定摘要：对通货膨胀的调控是我国宏观调控的目标之一，而适应我国情况的通货膨胀运行模型的设定却没有一致的结论，本文在总结前人研究的基础上，采用适应性预期的通货膨胀模型，得出我国通货膨胀运行的模型。经过对模型的检验发现，流动性指标与通货膨胀率的滞后一期高度相关，因而在模型中舍去流动性过剩的指标。关键词：通货膨胀 产出缺口 流动性过剩一、前言保持物价稳定是宏观调控的目标之一。我国最近的一次较严重的通货膨胀发生在2007年2008年，对于那一次通货膨胀的发生的原因，学者有很多观点，如货币现象观点、流动性过剩观点、结构性观点、多种原因并存观点等张五六，2009年；经济转型期通货膨胀的运行特征及形成机制研究述评，经济社会体制比较，第6期。那么，我国通货膨胀的影响因素有哪些呢？对此，本文将构建基于我国经济数据的通货膨胀模型，对我国通货膨胀的产生和运行作出一些探索。对于适用于我国的通货膨胀模型的设定，许多学者进行了研究。杨继生（2009年）提出了我国通货膨胀适用综合适应性预期和理性预期的新凯恩斯混合菲利普斯曲线，通货膨胀决定于适应性通货膨胀滞后两期、理性预期预期的通货膨胀（以下一期的通货膨胀表示）、厂商的真实边际成本相对于其最优状态的偏离程度、居民消费的冲击、厂商投资的冲击以及流动性过剩的冲击。王宏涛（2009年）提出的通货膨胀模型包括了适应性通货膨胀滞后三期、产出缺口滞后两期以及一个缺省变量。王少平等（2001年）认为物价的变化决定于劳动生产成本的变化、需求压力变量（以产出缺口度量）以及影响价格的供给因素，而劳动生产成本的变化又决定于适应性预期的通货膨胀、需求压力变量（以产出缺口度量）以及影响成本的供给因素。赵博等（2004年）提出的通货膨胀模型包括适应性通货膨胀滞后两期和产出缺口，在分析实际的通货膨胀走势时，又加入了虚拟变量以表示政策的影响。王利等（2009年）的基于VAR模型和ADL模型的通货膨胀率影响因素分析，采用2001年1月2008年12月的月度数据，提出通货膨胀率决定于滞后一期的通货膨胀、滞后一期的M1实际货币增长率、滞后两期的准货币实际增长率、滞后一期的存贷比（作为流动性指标）以及之后三期实际利率（反映产量增长率的货币价值指标）。由此可见，对于适应我国的通货膨胀运行情况的模型的设定有很多不同的方法。本文研究的思路是：在菲利普斯曲线现代形式的基础上，吸收一些学者已有的研究成果，设定我国通货膨胀运行的模型。二、模型的设定（一）模型的设定菲利普斯曲线的现代形式为： t= te （ut - un）+ vt N格里高利曼昆，宏观经济学（第五版），中国人民大学出版社 （1）其中，t ut 和te 为t期的通胀率、失业率和预期的通货膨胀率，un为自然失业率。vt表示来自供给的冲击。通货膨胀的运行是基于适应性预期的假定的，因而，可以将以前几期的通货膨胀率作为预期通货膨胀率的替代变量，则（1）式可转化为：t= 1t-1 （ut - un）+ vt （2）其中，滞后折算系数之和1 = 1 ，k为滞后阶数。 又由奥肯定律可知，产出与其自然率的背离和失业与其自然率的背离负相关，则（2）式又可转化为：t= 1t-1 + （y-y*）+ vt （3）其中，y为产出增长率，y*为自然产出率。杨继生（2009年）提出，在分析通货膨胀动态性质的过程中，应考虑货币市场流动性过剩的影响。加入货币流动性的影响，则（3）式可转化为：t= 1t-1 + （y-y*）+ ELt + t （4）其中，ELt表示来自流动性过剩的冲击，t为随机扰动项，替代vt表示来自供给的冲击。模型（4）在现代菲利普斯曲线的基础上，采用了适应性预期的假定，加入了流动性过剩的影响，下面的实证分析就是基于模型（4）展开的。（二）变量与数据对于模型（4），选取消费者价格指数CPI（以p表示）作为通货膨胀率的衡量指标，其余指标及数据来源如下：1.流动性过剩指标欧洲中央银行（ECB）把流动性过剩定义为实际货币存量对预期均衡水平的偏离。在一般的宏观经济分析中，流动性过剩被用来特指一种货币现象。就宏观经济而言，流动性过剩表现为货币供应量超过GDP增长率。王利等（2009年）选择银行体系存贷比的月度数据作为流动性指标，因为其认为贷款的流动性较低，存贷比也就可以用来衡量流动性过剩与否。而常用的用来衡量流动性过剩的指标是马氏K指数，即货币供应量除以名义GDP。在本文中，由于是要设定关于通货膨胀运行的模型，自变量中就应该消除价格的影响，即应该用剔除价格影响的实际GDP来进行K指数的计算。在此运用一个算术技巧：一个比率的百分比变动近似地等于分子的百分比变动减分母的百分比变动。由此，流动性指标可以用货币供应量的增长率减去实际GDP的增长率之差（本文中设定为EL）来衡量，其中货币供应量的增长率以M2的增长率表示。2产出缺口指标在经济周期中，产出缺口反映了总需求与总供给之间的差异，因而会对通货膨胀产生影响。若产出缺口为正，即实际产出大于潜在产出， 则意味着总需求较总供给增加得快，这将对通货膨胀造成上升的压力。反之，若产出缺口为负，则意味着总需求较总供给增加得慢，这将对通货膨胀造成下降的压力。对于产出缺口估计的关键是计算潜在产出，计算产出缺口首先必需计算潜在产出即潜在GDP。潜在产出一般是指,在非加速通货膨胀的情况下,现有的劳动力、资本和技术所能实现的生产水平。潜在产出的估计方法大致分为两类:一类是统计分解趋势法,另一类是经济结构关系估计法。前者也称为统计方法，是直接根据实际产出估计潜在产出，把时间序列分解为确定性趋势成分和周期性成分,不需要其它统计指标。近年来, 随着数理统计技术的不断发展，新的方法不断出现，如线性趋势法、BN 分解法、卡尔曼滤波法、HP 滤波法等，最具代表性的是H-P 滤波方。该方法把实际产出分解为长期趋势和周期性因素。并且这种统计方法不使用任何有关经济构成成分的决定性因素的信息，但是提供一个关于潜在产出增长的有用近似值;而后者则试图用经济理论分离出结构性和周期性因素对产出的影响,典型的是生产函数法。从经济学角度使用生产函数方法更具有说服力。但应用生产函数方法有两个弊端， 一是生产函数形式的确定，二是通过生产函数法估算潜在GDP 时必须使用失业率、企业开工率、固定资产使用率等指标。在我国直接使用生产函数法计算潜在GDP 有困难。 本文采用的产出缺口数据是来源于郭庆旺、贾俊雪（2004年）的中国潜在产出和产出缺口的估算和贾德奎（2009年）的基于产出缺口估计的通货膨胀压力的测度研究，其中中国潜在产出和产出缺口的估算中以1978年为基期列出了1978年2002年的潜在产出和产出缺口，基于产出缺口估计的通货膨胀压力的测度研究则是以当年价格列出了1992年2007年的潜在产出和产出缺口，所以，在引用数据时，需要对基于产出缺口估计的通货膨胀压力的测度研究中的数据进行剔除价格因素的转化。本文中设定以y表示产出缺口，结果见表1。表-1年 份国内生产总值（单位：亿元）以1978年价格为基础的GDP（单位：亿元）以1978年价格为基础的CPI潜在GDP(单位：亿)y（单位：%）19783645 36451.000 3535 2.4719794063 39221.036 3848 1.3319804546 42281.075 4192 0.2819814892 44511.099 4579 -3.4919825323 48521.097 5023 -4.1419835963 53801.108 5535 -3.4719847208 61971.163 6117 0.7119859016 70321.282 6764 3.24198610275 76551.342 7464 1.92198712059 85411.412 8211 3.3198815043 95031.583 9002 4.72198916992 98891.718 10773 -0102691.818 11828 -5.52199121781 112131.943 13041 -6.1199226923 128092.102 14416 -2.41199335334 145952.421 15936 0.25199448198 165052.920 17572 2183103.320 19297 2.35199671177 201433.534 21091 2220133.588 22949 1.73199884402 237383.556 24880 0.83199989677 255493.510 26909 -0.35200099215 277003.582 29006 -0.542001109655 300003.655 31384 -1.222002120333 327273.677 31504 -12003135823 360073.772 35266 2.12004159878 396384.033 40579 -2.42005183217 437724.186 42344 3.32006211924 488714.336 46705 4.42007257306 547044.704 48589 7.913.样本区间的选取我国在1978年以前实行的是计划经济，国家统一调配生产资料、统一分配产品，严格控制了商品的价格；1978年1991年间，在进行经济体制转型的同时，国家也在改革价格体制，在价格双轨制改革的思路下，放开了绝大部分农产品、轻工业品价格；1992年9月1日，原国家物价局宣布放开500多种生产资料价格，国家物价局和有关部门管理的生产资料价格和交通运输价格由1991年底的737种减少到89种，此时，我国的价格改革基本完成，才形成由市场定价的价格体制，因而，在进行我国通货膨胀运行的模型研究时，只能使用1992年以后的数据。模型中使用的数据在表-2中列出。表-2年份p(%)y (%)el(%)19926.40 -2.3617199315.18 0.2523199438.93 2.1321199557.96 2.3519199668.11 2.1415199770.68 1.7310199869.16 0.837199966.99 -0.357200070.40 -0.544200173.90 -1.229200274.93 -18200379.46 2.110200491.89 -2.45200599.14 3.372006106.31 4.442007123.78 7.915三、模型估计过程和结论分析（一）模型的估计过程运用Eviews软件进行模型的估计（设定置信度为95%），主要结果如下：Variable(变量）Coefficient（系数）Std. Error（标准误差）t-Statistic（t统计量）Prob. （p值）C0.78927222.947330.0343950.9732P(-1)0.9869450.2218814.4480770.001y1.37360.9727881.4120240.1856EL0.576280.9264740.6220140.5466即： P = 14.8 + 0.855*P(-1) + 1.8* y+0.58EL Adjusted R-squared（调整后的可决系数）为0.941719 ，说明模型对样本的拟合程度较好；F-statistic （F统计量）为76.40521，Prob(F-statistic)（F统计量的p值）为0，说明方程整体是显著的；Durbin-Watson stat1.（D-W值）为1.898003，而对应的D-W检验的临界值为（0.86,1.73），即方程不存在序列相关性。但在进一步分析时发现：该方程的可决系数、F统计量的值较大，但是变量C、Y 、EL 的t值都很小，符合多重共线性的经典特征，初步判断方程存在多重共线性。为找出存在多重共线性的变量，对个变量的相关关系进行分析，结果发现：EL与P(-1)存在高度相关。结果在表-3中列出。表-3P(-1)ELP(-1)1-0.912683EL-0.9126831经过逐步回归法，在模型中剔除变量EL，此时模型中的解释变量就为P(-1)和y。再对模型进行回归，结果如下：Variable(变量）Coefficient（系数）Std. Error（标准误差）t-Statistic（t统计量）Prob. （p值）C14.802614.2489853.4837980.0045P(-1)0.8549070.06291213.589030y1.7984890.6746862.6656690.0206即： P = 14.8 + 0.855*P(-1) + 1.8* y Adjusted R-squared（调整后的可决系数）为0.944697 ，说明模型对样本的拟合程度较好；F-statistic （F统计量）为120.5747，Prob(F-statistic)（F统计量的p值）为0，说明方程整体是显著的；Durbin-Watson stat1.（D-W值）为1.693483，而对应的D-W检验的临界值为（0.98,1.54），即方程不存在序列相关性。调整后的可决系数和F统计量显著上升，说明舍去流动性指标的做法是正确的，因为通货膨胀率滞后一期的数据包含了流动性的影响，它们之间存在高度的相关关系。（二）结论分析在适应性预期的假设下，通货膨胀是有惯性的，由方程可以看出，我国通货膨胀的运行的确是具有适应性预期的特征的，P(-1)表示通货膨胀率的适应性调整期为1期，即我国的通货膨胀存在的显著滞后影响的期间为1年，而P(-1)的系数为0.855，说明我国的通货膨胀存在的滞后影响是非常显著的。这一结论的意义在于，如果政府的政策是要降低通货膨胀率的话，应该明确公布并严格执行紧缩的货币政策，形成低通货膨胀率要下降的预期，这样有助于通货膨胀率的下降。产出缺口y的系数为正，是符合经济意义的，若产出缺口为正，即实际产出大于潜在产出， 则意味着总需求较总供给增加得快，这将对通货膨胀造成上升的压力。反之，若产出缺口为负，则意味着总需求较总供给增加得慢，这将对通货膨胀造成下降的压力。