计量经济学期末论文-通货膨胀影响因素的实证分析

计量经济学期末论文通货膨胀影响因素的实证分析通货膨胀影响因素的实证分析摘要本文主要是讨论我国通货膨胀的影响因素，通过相关因素的结果分析以求能够为我国更好的控制通货膨胀提供理论支持。主要方法是建立以1984年为基期的居民消费价格指数为应变量，以其它可量化影响因素为自变量的多元线性回归模型。关键词通货膨胀多因素分析模型计量经济学一、引言众所周知，当一场美国的次贷危机席卷全球，每个国家都开始了反省自我的过程，中国作为最大的发展中国家，经济的高速发展是有目共睹的，但是这繁荣的背后是否也像今天的美国一样存在潜在的危机呢通货膨胀问题一直是宏观经济研究中人们关心的热门话题,它对社会经济的影响十分深刻,尤其是近些年,在人民币持续、快速升值的情况下,随着国内外能源、原材料价格的大幅上升以及农副产品价格的提高,我国通货膨胀的压力变得越来越大。改革开放以来,中国经济始终保持着高速增长的态势,但宏观经济统计数据告诉我们,这个高增长是以高波动为代价的。通货膨胀的发生是不可预期的,也是不均衡的,如果任其发展,不仅导致经济危机,也有可能导致政治危机。因此,通货膨胀的治理不仅对经济的稳定、健康、快速发展有重要的作用,对社会发展也有重要作用。控制通货膨胀的产生,还是积极地去适应通货膨胀在经济学界引起了广泛的关注。二、文献综述1通货膨胀的定义在凯恩斯主义者那里通货膨胀是由于资源被充分利用或达到充分就业时，总需求继续上升而导致的。货币主义者认为，货币供应量增加，社会名义总需求量的增长不能自发地带动就业量的增长。而是，当名义总需求增加时，现有产品总量不能增加，价格就必定与货币供应量的增加成比例地上升，最终导致通货膨胀。弗里德曼的通货膨胀定义物价的普遍上涨就叫做通货膨胀，通货膨胀在任何时空条件下都是一种货币现象。哈耶克的通货膨胀定义通货膨胀是货币数量的过度增长，这种增长合乎规律地导致物价上涨。萨谬尔森的通货膨胀定义物品和生产要素的价格普遍上升的时期。2、对于通货膨胀应该注意的问题1）通货膨胀是在纸质货币流通下所特有的经济现象。一方面,由于纸质货币本身没有价值,不能退出流通,因而缺乏自动调节货币供给量的功能另一方面,由于政府可以强制纸质货币进入流通并在技术上具有无限供给的可能性,这就使纸币的供给大大超过对纸币的需要,从而造成纸币供给量的过多,引起通货膨胀。2）通货膨胀与物价上涨密切相关,但不等同。通货膨胀的必然结果是物价上涨,但是物价上涨并不一定反映通货膨胀，物价的上涨取决于多种因素。3）通货膨胀定义中的“物价”,是指商品和劳务的价格水平上升,不包括股票、债券等金融资产以及其他金融资产。4）通货膨胀是指物价总水平持续的、普遍的上涨过程。因而,季节性、暂时性或偶然性原因引起的部分商品价格上升,则不应视为通货膨胀。3、通货膨胀的度量据所知,迄今为止,由于资料、技术等原因,尚未找到精确测量通货膨胀的方法,只能粗略地推算通货膨胀的程度。目前各国度量的基本方法大体上有两大类指数度量和直观度量。指数度量。通货膨胀既然是一个物价持续上涨的过程,因而,测算物价上涨水平也就是度量通货膨胀。世界各国所用的测算物价上涨水平的指数大致是消费物价指数和货币购买力指数。居民消费价格指数（CPI）是综合反映一定时期内城乡居民所购买的生活消费品和服务项目价格水平的变动趋势和程度的相对数，是衡量一个国家通货膨胀最常用的指标。因为CPI的调查范围及其商品品种构成，是按照国民经济核算体系的分类标准和国际通行规则的要求确定的，包括了居民最终消费的货物和服务。但由于编制方法所决定，CPI往往会低估消费价格水平。本文就是以1984为基期度量的零售物价指数作为通货膨胀的度量因素。4、通货膨胀的影响因素引起我国本轮通货膨胀的原因是多方面的，本文采取五个重要的因素对它们与通货膨胀的关系进行实证分析。1）经济增长一国的经济增长与市场物价之间存在一定的对应关系。在经济繁荣期，由于预期的投资回报率较高，社会主体的投资热情高涨，总需求迅速大幅度增长。难以刹车的经济高速增长还会导致货币需求的增加，货币的供给也会相应的增加，这给通货膨胀埋下一定的隐患。在本文中，用GDP的发展速度G表示经济增长的影响。2）固定资产投资我国固定资产的过度投资主要表现为一般加工工业投资增长过快，加工工业和非生产性建设的扩张，致使煤、电、油、原材料的供求出现矛盾，交通运输极度紧张。社会总需求与总供给之间的缺口造成了农产品和基础工业产品的价格上涨，增加了物价上涨的压力。在本文中，用固定资产的发展速度I表示投资。3）货币供应量通货膨胀与货币供应量的变化有着直接的联系。增加货币供应量既是经济增长对货币的需求,也是我国经济商品化、货币化的必然。但是,相对于流通中商品和服务的价值量来说货币供应量过多，则扩大了社会总需求与总供给的矛盾。这样,在总需求膨胀的作用下,最终结果会导致价格指数上涨，引发通货膨胀。在本文中，用广义货币发展速度M表示货币供应量的变动。4）外汇储备根据现代货币供给理论，外汇储备增加，外汇占款增加，在其他条件不变的情况下，中央银行的基础货币投放也随之增加。基础货币投放的增加必将使国内经济产生扩张态势。在货币乘数的作用下，增加的基础货币投放直接增加了社会总需求，短期内供给的调整赶不上需求的扩张，再加上货币供给的增加还能降低资本市场的利率，降低的利率又能刺激投资，再在投资乘数的作用下，投资需求也会有较大增加，因此会引起商品的价格上涨。在本文中，用F表示外汇储备。5）零售物价指数这是由于人们一般的消费心理习惯形成的，人们往往会根据上一期的物价指数来制定自己当期的消费计划，而且由于物价指数本身存在一定的滞后性，所以它会对该期的通胀造成一定的影响。本文中，用Y表示零售物价指数。三、数据来源来自于中国统计网和中经专网的统计年鉴和统计数据库，取19812007年的数据。四、考虑各解释变量对应变量的单独影响1固定资产投资总额（用I表示）根据经济意义，固定资产投资I与物价指数Y间有较高相关性，并且投资对物价的影响表现出明显的滞后性，滞后期为12年。通过阿尔蒙法对物价Y与投资I的关系进行分析，得出如下模型Y2050331000095G000167G1000120G2000044G3T（1032752）105641（1626932269250217190617855F1077874DW01442652可知，单独考虑投资对物价影响，模型拟合一般，物价增长中有6179可由投资增加来解释，滞后两期的T值最为显著，即滞后两期投资对物价影响较大,投资对物价影响确实有滞后性，滞后两期固定资产投资增加1，引起物价增加00012，因此，将滞后一期投资I（2）引入模型。2经济增长GDP（用G表示）根据经济意义，GDP与物价指数Y间存在较高相关性，且GDP对Y作用表现出一定的滞后性，滞后期约为12期。通过阿尔蒙法对物价Y与GDP间关系进行分析，得出以下模型Y1834190000528G000675G1000651G2000599G3T（1069851）2565792569782816821943250751699F2018248DW05021732可知，只考虑GDP单独对Y的影响，模型拟合较好，Y的增长中有7517可由各期GDP的增长解释，滞后两期GDP的T值最大，即对Y的影响最显著，滞后两期GDP每增加1引起Y增长00065，因此，将滞后一期G（2）引入模型。3货币发行量（用M表示）根据经济意义，货币发行量M对物价指数Y的影响较大，且滞后期也也有一定的干扰度。通过阿尔蒙法对物价Y与货币发行量M进行相关关系分析，得出以下模型2104012000057000031100000420000263T99970671023550775100087010395132R0557065F8401464DW0130617可知，只考虑货币发行量M单独对物价Y的影响，模型拟合一般，Y的增长中有557065可有各期货币发行量M解释，当期货币发行量M对Y的影响相对于其他更为显著，所以，讲当期货币发行量M引入模型。4外汇储备（用F表示）根据经济理论，物价Y与外汇F间在总体上应存在一定相关性，并且可能存在滞后作用。通过阿尔蒙法对Y于F间关系进行分析，得出以下模型2328869002037006048100193420143793T11055330829721649710756642001622R0451804F5494444DW0143244可知，单独考虑外汇F对物价Y的影响，模型拟合不是很好，物价变动中仅有451804可由外汇变动解释，滞后三期外汇F对Y的影响相对其它期更为显著，因此，讲滞后三期外汇F3引入模型5上一期的零售物价指数（用Y（1）表示）根据经济理论,由于物价存在惯性作用，上几期物价水平对当期物价有一定影响，故实际分析当期物价影响因素时还须考虑上几期物价水平的影响。通过阿尔蒙法对Y与Y（1）、Y（2）等间关系进行分析，最后得以下模型Y1670531156354Y1034924Y2071417Y3046875Y4T20743391121682828835719813506360986169F4515731DW13783882可知,单独考虑滞后期物价对当期物价的影响，模型拟合得很好，当期物价变动有9862可由上几期物价变动解释,上一期物价对当期影响最显著，T112168，因此，将滞后一期物价Y（1）也引入模型。五、模型建立以及参数估计综上，我们只选取各因素中对当期物价影响最显著的那一期进行回归,以避免同时引入当期和滞后期的解释变量带来自由度的损失。具体来说，即投资因素中选取滞后2期固定资产投资总额I（2），经济增长因素中选滞后2期GDP（2），货币供应量因素中选择当期M，外汇因素中选滞后3期外汇F（3），上几期物价水平因素中选上1期零售商品物价指数Y（1）,建立模型如下0112232453用EVIEWS进行最小二乘估计得1538215131062010003036200023972000035800139373T（1019006）（1146394）（4458054）（1330825）（2374771）（0714207）2R0987155DW1385858F2766703由以上结果可知,2R0987155，说明模型整体拟合得很好,各因素对物价的解释程度高达987155；F2766703F19,5274显著性水平A005，表明模型从整体上看物价指数与各解释变量间线形关系显著但是变量F3参数的T值不显著，T0714207，而且G2的参数值符号为负,明显与经济意义不符,根据变量显著性和方程显著性的综合判断,可初步判断该模型存在多重共线性，需要进行修正。六、各种检验和修正1多重共线性检验和修正1检验计算各解释变量之间的简单相关系数,得相关系数矩阵Y1表示Y1G2代表G2I2代表I2F3代表F3由上表可见，各个解释变量间都存在高度相关性,由模型回归结果也可看出,尽管模型整体拟合较好，但F3的参数T值不显著，G（2）的参数符号与经济意义相悖,表明模型确实存在严重的多重共线性,需要进行修正2修正用逐步回归法运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归,结合经济意义和统计检验选出拟合效果最好的一元线形回归方程Y18507710001838G2T1044270712776806883682Y21098260003286I2T1121818543032405618082Y19006000000804MT1015360601564705914252Y24545930040577F3T1253082372088303862462Y16458540981526Y1T1878036315904009765162经分析,在五个一元回归模型的中Y与Y1的线形关系最强，拟合程度最好，因此，纳入Y1得模型Y16458540981526Y1T187803631590400976516F99795332逐步回归,将其余解释变量一一代入式得如下四个模型Y17592740984548Y1000003G2T14912821578796020038309747262Y21034480959609Y1000009I2T19113411900591037973309748442Y24382750951337Y10001373F3T21728632126498045955109727622Y17385870974290Y1000001MT17089411974120019135309765532根据回归的结果,对比分析得纳入M后使得2R提高的最多，且符合经济意义,Y1显著,所以在模型中再纳入M得模型Y17385870974290Y1000001MT1708941197412001913530976553F47896552将其余解释变量再一一代入式得如下三个模型Y12332271025118Y10000190M0000519G2T099752114769091263251125825909765112Y20960550962346Y10000033M0000127I2T186343218296700267299039890709749302Y23781430958075Y1000002M0002469F3T201267017307550216612041766809728262将G2纳入后,虽然2R有一点点的提高,但是会使得本身系数为负，不符合经济意义，且G（2）的T值不显著，所以舍去G2。将I（2）或者F（3）加入后，不仅使得降低，而且使M的系数为负，不2符合经济意义，所以舍弃I2、F3综上可得,Y对M,Y1的回归模型为最优,即通过多重共线性的修正得到的最优模型为模型Y17385870974290Y1000001MT1708941197412001913530976553F478965522、异方差的检验与修正（1）WHITE检验有交叉项的WHITE检验,结果如下由上可得,OBSRSQUARED59925773781473，所以接受H1，205拒绝H0,表明此模型随机误差U存在异方差。由上述ARCH检验方法表明该模型确实存在异方差由于模型存在异方差，所以对原模型进行对数变换，新模型用EVIEWS回归后结果如下LNY04321130876905LNY10027326LNMU（6）EVIEWS检验，结果如下由上可得,OBSRSQUARED5533935HA/2196A0051DNHVAR（）因此拒绝原假设0，说明模型存在正的一阶自相关。（2）修正为解决自相关问题，采用广义差分法，由（6）式可得残差序列ET,用EVIEWS分析可得广义差分后的回归方程由上表可得回归方程为LN02174180847213LN1022556LNYYM所以最终方程为LN0658825673LN106835LNYYMT1961912524615992R209126F20067DF25DW153其中LNLNY067LNY1LN1LNY1067LNY2LNMLNM067LN1M所以H12766HA/2196A005因此接受原假设0，说明模型不存在一阶自相关。再对模型（6）进行ARCH检验，EVIEWS分析结果如下由上可得,OBSRSQUARED29015283781473,所以接受H0,拒绝H1,205表明此模型随机误差U不存在异方差综上,自相关修正后的模型