通貨膨脹的概率
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通貨膨脹的概率范文第1篇
1、通貨膨脹
通貨膨脹是在紙幣流通的條件下，流通的貨幣超過(guò)實(shí)際需要量而引起的貨幣貶值、物價(jià)持續(xù)而普遍上漲的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，即社會(huì)總需求大于社會(huì)總供給的現(xiàn)象。
從經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)來(lái)看，通貨膨脹是指一般商品和服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格水平全面、持續(xù)、大幅度上漲的一種經(jīng)濟(jì)狀態(tài)。通貨膨脹具 有以下主要特點(diǎn)：一是一般商品的服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格的上漲，而不是股票、債券和其他金融資產(chǎn)價(jià)格的上漲；二是價(jià)格水平全面的上漲，即商品和服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格水平全面上漲，而非具體商品和服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格或部分地區(qū)價(jià)格水平的上漲；三是價(jià)格水平的持續(xù)上漲，而非偶然、短期的價(jià)格上漲；四是看貨幣供應(yīng)量是否過(guò)大。通貨膨脹表現(xiàn)為物價(jià)上漲，但起因是貨幣供給過(guò)多，沒(méi)有貨幣供給過(guò)多的物價(jià)上漲也不應(yīng)屬于通貨膨脹。
按引起通貨膨脹的原因和表現(xiàn)來(lái)看，一般把通貨膨脹分為需求拉動(dòng)型、成本推動(dòng)型和結(jié)構(gòu)型三種類(lèi)型。需求拉動(dòng)的通貨膨脹，總需求過(guò)度增長(zhǎng)，總供給不足；成本推動(dòng)的通貨膨脹，如石油等成本的增加導(dǎo)致總供給減少，從而使產(chǎn)出減少，價(jià)格水平上升；結(jié)構(gòu)型通貨膨脹，生產(chǎn)要素不容易從落后部門(mén)、衰落部門(mén)、封閉部門(mén)向先進(jìn)部門(mén)、興起部門(mén)、開(kāi)放部門(mén)轉(zhuǎn)移，卻要求在工資和價(jià)格等方面保持一致，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)因素的變動(dòng)引起一般價(jià)格水平的持續(xù)上漲。國(guó)內(nèi)學(xué)者普遍認(rèn)為，需求拉動(dòng)因素主要來(lái)自對(duì)于糧食和肉禽等的消費(fèi)需求，以及外匯占款、投資泡沫、資產(chǎn)泡沫所導(dǎo)致強(qiáng)勁貨幣需求；成本推動(dòng)因素主要來(lái)自于國(guó)際能源價(jià)格大幅上漲帶動(dòng)消費(fèi)價(jià)格上漲，以及勞動(dòng)力成本上升促進(jìn)物價(jià)水平總體走高；價(jià)格的結(jié)構(gòu)性上漲主要是國(guó)內(nèi)豬肉和糧食等價(jià)格上漲帶動(dòng)其他食品價(jià)格上漲，國(guó)際糧食價(jià)格普遍上漲，帶動(dòng)國(guó)內(nèi)食品價(jià)格上漲。
2、CPI
CPI是消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（Consumer Price Index）的英文縮寫(xiě)，現(xiàn)行通稱為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，旨在反映一定時(shí)期內(nèi)居民所消費(fèi)商品和服務(wù)項(xiàng)目的價(jià)格水平變動(dòng)趨勢(shì)和變動(dòng)程度。調(diào)查內(nèi)容根據(jù)全國(guó)城鄉(xiāng)居民家庭消費(fèi)支出調(diào)查資料以及居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)習(xí)慣確定，按用途劃分為8個(gè)大類(lèi)，262個(gè)基本分類(lèi)，包括食品、煙酒、衣著、家庭設(shè)備用品及維修服務(wù)、醫(yī)療保健和個(gè)人用品、交通和通信、娛樂(lè)教育文化用品及服務(wù)、居住。
二、關(guān)系研究
（一）CPI與通貨膨脹關(guān)系檢驗(yàn)
Logit模型是重點(diǎn)研究解釋因素對(duì)被解釋因素的作用和影響。這里我們用logit模型來(lái)研究檢驗(yàn)CPI對(duì)通貨膨脹的作用和影響，是否是通貨膨脹的一個(gè)科學(xué)指標(biāo)。
在 Logit 模型中，通貨膨脹 yt 作為被解釋變量，取值為 0 或 1，即當(dāng)通貨膨脹發(fā)生時(shí)，yt 為 1，當(dāng)通貨膨脹不發(fā)生時(shí)，yt 為 0。假設(shè) yt 表示解釋事件的特征，Logit 模型采用一個(gè)以邏輯隨機(jī)變量的累積分布函數(shù)為基礎(chǔ)的函數(shù)形式來(lái)施加約束。 其中 xt 表示解釋變量向量，β 表示要估計(jì)的系數(shù)向量，衡量期望值概率由于 xt 的變動(dòng)而發(fā)生的變動(dòng)，β大于 0 表明 xt 增加會(huì)引起相應(yīng)概率的提高，負(fù)值表明情況相反。測(cè)定通貨膨脹以我國(guó)實(shí)際經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行狀況為依據(jù)，即：1981。1984 年，沒(méi)有出現(xiàn)通貨膨脹，取值為 0；1985～1989 年，通貨膨脹比較嚴(yán)重，取值為 1；1990.1991 年沒(méi)有出現(xiàn)通貨膨脹， 取值為 0；1992～1996 年出現(xiàn)嚴(yán)重的通貨膨脹，取值為 1；1997～2002 年為通貨緊縮時(shí)期，取值為 0；2003～2006 年新一輪通貨膨脹壓力出現(xiàn)，取值為 l。
Logit模型檢驗(yàn)結(jié)果：CPI 的系數(shù)為 0.667541，大于 0，表明 CPI 增加，相應(yīng)通貨膨脹發(fā)生的概率會(huì)提高。例如，1992～1996 年，當(dāng)年 CPI 增加，表明當(dāng)年的通貨膨脹發(fā)生的概率比較大， 實(shí)際上確實(shí)發(fā)生了嚴(yán)重的通貨膨脹，1994 年 CPI 為 124.1，通貨膨脹非常嚴(yán)重。檢驗(yàn)結(jié)果表明，運(yùn)用CPI的變動(dòng)來(lái)衡量通貨膨脹是合理的，這種衡量方法在我國(guó)是適用的。
（二）編制CPI指數(shù)的科學(xué)性
如何準(zhǔn)確地度量通貨膨脹這個(gè)復(fù)雜的宏觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，客觀的反映通貨膨脹的變動(dòng)，所選取的指標(biāo)應(yīng)符合三個(gè)條件：一是必須既能反映市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實(shí)活動(dòng)，又符合國(guó)際一般慣例；二是有利于進(jìn)行國(guó)際交流與比較；三是具有可操作性和時(shí)效性，能夠滿足短期宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控目標(biāo)的需要。CPI指數(shù)這一指標(biāo)是符合這三個(gè)條件的。
首先它編制的方法是國(guó)際一般慣例，采用拉式鏈?zhǔn)焦接?jì)算，采用抽樣調(diào)查方法進(jìn)行價(jià)格采集，每年每一基本分類(lèi)都有根據(jù)的設(shè)定權(quán)數(shù)，每月測(cè)算指數(shù)，每季度每年公布指數(shù)。
其次容易進(jìn)行國(guó)際交流與比較。由于編制方法和制度都與國(guó)際是接軌的，所以在進(jìn)行國(guó)際交流與比較時(shí)，都是有可比性的。各國(guó)指標(biāo)數(shù)據(jù)橫向縱向?qū)Ρ?，進(jìn)行深度分析研究。
最后有很強(qiáng)的可操作性和時(shí)效性。CPI編制每年都會(huì)根據(jù)時(shí)效性和操作性進(jìn)行完善。如，權(quán)數(shù)五年一大調(diào)，一年一小調(diào)，2011年，又將住房估算租金列入CPI的計(jì)算指標(biāo)中。
（三）公布CPI數(shù)據(jù)對(duì)通貨膨脹預(yù)期的影響
國(guó)家定期公布CPI數(shù)據(jù)。作為物價(jià)的代言指標(biāo)，CPI對(duì)通貨膨脹預(yù)期有著直接的影響。物價(jià)溫和上漲，對(duì)于刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、增加居民收入，能夠產(chǎn)生積極的推動(dòng)作用；但物價(jià)上漲過(guò)快或漲幅過(guò)大，不僅會(huì)導(dǎo)致投資需求猛增、資源供應(yīng)緊張，還會(huì)向人們傳遞錯(cuò)誤的信號(hào)，強(qiáng)化通貨膨脹預(yù)期。物價(jià)上漲過(guò)快時(shí)，政府首先應(yīng)該在輿論上引導(dǎo)人們形成物價(jià)穩(wěn)定的預(yù)期，使人們對(duì)未來(lái)物價(jià)環(huán)境充滿信心，以維護(hù)市場(chǎng)價(jià)格的基本穩(wěn)定，保持宏觀經(jīng)濟(jì)政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性，防止經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)大的波動(dòng)。
通貨膨脹的概率范文第2篇
【關(guān)鍵詞】M0 M1 M2 CPI VAR模型
一、引言
我國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)經(jīng)歷了多次貨幣政策的改革和調(diào)整，當(dāng)前實(shí)行穩(wěn)健的貨幣政策，對(duì)貨幣供給和通貨膨脹的研究一直是我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)注的焦點(diǎn)。目前對(duì)于貨幣供給量和通貨膨脹率之間關(guān)系的研究，主要分為兩種觀點(diǎn)，一是通貨膨脹率與貨幣供給量之間存在穩(wěn)定的顯著的相關(guān)關(guān)系；二是兩者不一定有長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。
傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為通貨膨脹的原因是紙幣發(fā)行量超過(guò)商品流通中的實(shí)際需要量而引起貨幣貶值，貨幣供應(yīng)量會(huì)直接對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生影響。然而現(xiàn)階段部分研究指出通貨膨脹會(huì)通過(guò)貸款或生產(chǎn)環(huán)節(jié)反作用于貨幣供應(yīng)量。因此本文將在已有研究的基礎(chǔ)上，選取1996年1月至2015年7月的CPI、MO、M1和M2月度數(shù)據(jù)，利用VAR模型，研究貨幣供應(yīng)量及通貨膨脹之間是否具有穩(wěn)定的雙向傳導(dǎo)關(guān)系。本文在借鑒前人研究成果的基礎(chǔ)之上，從長(zhǎng)期和短期兩種狀態(tài)下研究三個(gè)層次貨幣供應(yīng)量對(duì)通貨膨脹的影響情況，具有現(xiàn)實(shí)意義。
二、貨幣供應(yīng)量與CPI傳導(dǎo)理論分析
在貨幣主義經(jīng)濟(jì)學(xué)中，通貨膨脹產(chǎn)生原因?yàn)椋寒?dāng)市場(chǎng)上貨幣流通量增加，人民的貨幣所得增加，購(gòu)買(mǎi)力上升，影響物價(jià)之上漲，造成通貨膨脹。該理論被總結(jié)為一個(gè)非常著名的方程費(fèi)雪方程：MV=PT，通過(guò)變換可以能到如下關(guān)系式：π=m―y+v（π為通貨膨脹率，m為貨幣增長(zhǎng)率，v表示流通速度變化率，y為產(chǎn)量增長(zhǎng)率），表明通貨膨脹來(lái)源于三個(gè)方面：貨幣流通速度的變化、貨幣增長(zhǎng)和產(chǎn)量增長(zhǎng)，也就是說(shuō)，貨幣供給的增加是通貨膨脹的基本原因。
三、實(shí)證分析
（一）數(shù)據(jù)采集和預(yù)處理
本文選擇M0、M1和M2分別作為貨幣供應(yīng)量，這三項(xiàng)指標(biāo)從不同的統(tǒng)計(jì)口徑和貨幣流通的層次充分反映了貨幣供應(yīng)量的變化，對(duì)分析和預(yù)測(cè)有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。通貨膨脹采用居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI進(jìn)行評(píng)價(jià)。
選取1996年1月-2015年7月月度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來(lái)自萬(wàn)得數(shù)據(jù)庫(kù)，在數(shù)據(jù)分析前已對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。
（二）貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹長(zhǎng)期傳導(dǎo)機(jī)制分析
1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)
本文采用ADF方法對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。LNM0、LNM1和LNCPI在1%置信水平下非平穩(wěn)，LNM2數(shù)據(jù)非平穩(wěn)。將各組數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分之后再次檢驗(yàn)，各組數(shù)據(jù)平穩(wěn)，因此通貨膨脹率和各層次貨幣供給量是同階單整數(shù)據(jù)，因而可以對(duì)其進(jìn)行進(jìn)一步協(xié)整分析。
2.滯后期的確定
根據(jù)AIC等信息準(zhǔn)則來(lái)確定該如何選擇滯后期。需要選擇AIC、SC等指標(biāo)中的數(shù)值最小值所對(duì)應(yīng)的滯后期的最大值。且滿足模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，由此確定LNM2與LNCPI、LNM1與 LNCPI的滯后階數(shù)為2，LNM1與 LNCPI滯后階數(shù)為1。
3.協(xié)整檢驗(yàn)
CPI與M0、M1、M2都是一階單整序列，所以可以采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。經(jīng)反復(fù)試驗(yàn)，在Eviews中得出的Johansen檢驗(yàn)結(jié)果總結(jié)如下：
從上表得知，LNM2與LNCPI由于假設(shè)統(tǒng)計(jì)量23.81大于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量15.49，即在5%的顯著水平下拒絕沒(méi)有協(xié)整方程的原假設(shè)，說(shuō)明至少有一個(gè)協(xié)整方程；由于假設(shè)統(tǒng)計(jì)量2.40小于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量3.84，即在5%的顯著水平下不拒絕至多一個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)，表明至少有一個(gè)協(xié)整方程。同理得出LNM1與LNCPI至少有一個(gè)協(xié)整方程；LNM0與LNCPI至少有兩個(gè)協(xié)整方程。
4.VAR模型估計(jì)
（1）VAR模型建立
根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果我們可以寫(xiě)出三組標(biāo)準(zhǔn)型VAR模型的估計(jì)結(jié)果，分別為：
a.LNM2與CPI的VAR模型如下：
LNM2=-0.98+1.65LNM2t-1-0.66LNM2t-2+0.03LNCPIt-1
+0.2LNCPIt-2+e1t
LNCPI=0.27+0.02LNM2t-1-0.02LNM2t-2+1.05LNCPIt-1
-0.11LNCPIt-2+e2t
b.LNM1與CPI的VAR模型如下：
LNM1=-1.44+1.45LNM1t-1-0.46LNM1t-2+0.26LNCPIt-1
+0.08LNCPIt-2+e1t
LNCPI=0.25+0.02LNM1t-1-0.02LNM1t-2+1.04LNCPIt-1
-0.11LNCPIt-2+e2t
c.LNM0與CPI的VAR模型如下：
LNM0=-2.83+0.96LNM0t-+0.70LNCPIt-1++e1t
LNCPI=0.16+0.0003LNM0t-1+0.96LNCPIt-1+e2t
（2）脈沖響應(yīng)函數(shù)
LNCPI與LNM2的VAR模型脈沖響應(yīng)函數(shù)輸出結(jié)果如下：
上圖中，圖Response of LNCPI to LNM2是LNCPI向LNM2實(shí)施沖擊，CPI的響應(yīng)函數(shù)時(shí)間路徑，響應(yīng)路徑一直為正，第1期后逐期上升，在第5期之后趨于穩(wěn)定，說(shuō)明CPI的變動(dòng)會(huì)引起后面各時(shí)期M2的變動(dòng)，且增長(zhǎng)的彈性系數(shù)呈現(xiàn)變大后趨于穩(wěn)定的規(guī)律；圖Response of LNM2 to LNCPI是M2對(duì)CPI實(shí)施沖擊，響應(yīng)函數(shù)一直為正，且呈現(xiàn)先小幅緩慢上升的趨勢(shì)，說(shuō)明M2的變動(dòng)會(huì)引起后面各時(shí)期CPI的變動(dòng)。同理得到結(jié)論，CPI的變動(dòng)會(huì)引起后面各時(shí)期M1的變動(dòng)，且增長(zhǎng)的彈性系數(shù)呈現(xiàn)變大后趨于穩(wěn)定，M1的變動(dòng)會(huì)逐漸引起后面各時(shí)期CPI的變動(dòng)；CPI的變動(dòng)對(duì)后面各時(shí)期M0的變動(dòng)影響并不顯著， M0的變動(dòng)會(huì)引起后面各時(shí)期CPI的變動(dòng)。
5.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)
從檢驗(yàn)結(jié)果看，LNCPI不是LNM2的Granger原因的概率是0.011，說(shuō)明通貨膨脹對(duì)M2的有著很大的推動(dòng)作用；LNM2不是LNCPI的Granger原因的概率是0.107，說(shuō)明M2對(duì)通貨膨脹有著一定的推動(dòng)作用，但是這種作用并不是很明顯。同理得出結(jié)論通貨膨脹對(duì)M1產(chǎn)生很大的影響；M1對(duì)通貨膨脹有著一定的推動(dòng)作用；通貨膨脹對(duì)M0的有著很大的推動(dòng)作用；M0對(duì)通貨膨脹沒(méi)有顯著影響。
（三）貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹短期傳導(dǎo)
1.脈沖響應(yīng)
本文選取2010年―2011年兩年的月度數(shù)據(jù)，對(duì)貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹短期傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析，首先通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知四組時(shí)間序列數(shù)據(jù)均為同階單整，經(jīng)過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)后建立三組VAR模型，得到三組脈沖響應(yīng)結(jié)果：短期CPI的變動(dòng)會(huì)小幅度引起后面各時(shí)期M2的反向變動(dòng)，M2的變動(dòng)會(huì)小幅度引起后面各時(shí)期CPI的變動(dòng)；CPI的變動(dòng)只會(huì)小幅度引起后面各時(shí)期M1的變動(dòng)，M2的變動(dòng)會(huì)小幅度引起后面各時(shí)期CPI的變動(dòng)；CPI的變動(dòng)對(duì)后面各時(shí)期M0的變動(dòng)影響并不顯著，M0對(duì)CPI實(shí)施沖擊，在第一期至第三期響應(yīng)函數(shù)一直為負(fù)，第二期后且呈現(xiàn)穩(wěn)定上升的趨勢(shì)，在三期滯后為正，第五期達(dá)到峰值，后趨于平穩(wěn)。
2.Granger因果檢驗(yàn)
從短期Granger檢驗(yàn)結(jié)果看，M0、M1和M2均不是CPI的Granger原因，說(shuō)明在短期貨幣供給不會(huì)產(chǎn)生通貨膨脹。值得關(guān)注的是LNCPI不是LNM0的Ganger原因的概率為0.0061，表明M0有很大程度上收到CPI的影響，也就是說(shuō)在短期情況下CPI會(huì)反作用于M0。
四、結(jié)論
貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹變動(dòng)的長(zhǎng)期均衡實(shí)證分析表明，在長(zhǎng)期狀態(tài)下，我國(guó)M0與通貨膨脹并不存十分顯著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。M1與M2會(huì)對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生一定影響。同時(shí)CPI也會(huì)反作用于M0、M1和M2，因此可以說(shuō)M1、M2與通貨膨脹之間存在雙向因果關(guān)系。在長(zhǎng)期分析中這可能是我國(guó)貨幣政策產(chǎn)生的效果。從脈沖響應(yīng)分析來(lái)看，對(duì)CPI產(chǎn)生的沖擊，M1會(huì)早于M2作出反應(yīng)。貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹短期均衡實(shí)證分析表明，在短期狀態(tài)下，我三個(gè)層次的貨幣供給量都不存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但CPI的變動(dòng)會(huì)對(duì)M0產(chǎn)生顯著影響。
參考文獻(xiàn)：
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通貨膨脹的概率范文第3篇
[關(guān)鍵詞]國(guó)債收益率；宏觀經(jīng)濟(jì)；主成分分析；通貨膨脹
[中圖分類(lèi)號(hào)] F830.9 ［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］ A [文章編號(hào)] 1673-0461（2011）12-0084-04
一、引 言
2011年4月我國(guó)CPI同比上漲5.3%，食品價(jià)格上漲11.5%。根據(jù)美聯(lián)儲(chǔ)編制的美元對(duì)主要貨幣的匯率指數(shù)變化，2009年美元匯率貶8.5%，同時(shí)依據(jù)國(guó)際貨幣基金組織統(tǒng)計(jì)的全球儲(chǔ)備結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，非美元儲(chǔ)備資產(chǎn)占到近四成，2009年美元資產(chǎn)相對(duì)美元升值導(dǎo)致以美元計(jì)值的外匯儲(chǔ)備余額增加。采用市場(chǎng)上常用的巴克萊全球債券綜合指數(shù)收益率，2005年～2009年的年均收益率為4.8%。今年以來(lái)央行連續(xù)出臺(tái)上調(diào)存款準(zhǔn)備金率和加息等政策，經(jīng)濟(jì)增速放緩，通脹壓力未減，貨幣政策“偏緊”，新股融資也相對(duì)密集，股票市場(chǎng)難以尋找良好的系統(tǒng)性投資機(jī)會(huì)。在這樣的宏觀經(jīng)濟(jì)緊縮背景下，債券市場(chǎng)尤其受到關(guān)注。通貨膨脹和緊縮政策對(duì)債券市場(chǎng)產(chǎn)生什么影響？在加息周期中，債券的收益率是否受到影響？
學(xué)者們已經(jīng)對(duì)影響債券收益率的因素進(jìn)行了一些研究，如王一鳴和李劍峰[1]將宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)收益率曲線的幾個(gè)特征有如何影響進(jìn)行了實(shí)證分析,發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)變量更多的是對(duì)整個(gè)收益率曲線的位置有影響。謝海玉[2]發(fā)現(xiàn)受經(jīng)濟(jì)周期和通貨膨脹溢價(jià)要求的影響，超長(zhǎng)期債券的利率敏感性應(yīng)弱于短期債券。蔡躍明和平新喬[3]分析了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境的新型債券的相關(guān)性。王海靈和闞麗萍[4]分析了我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)債券收益率的影響。莊嘩[5]分析了宏觀經(jīng)濟(jì)信息對(duì)中國(guó)債券市場(chǎng)收益率結(jié)構(gòu)的影響。白麗健[6]研究了近代中國(guó)債券市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)的成因。
本文用主成分分析方法分析宏觀因素對(duì)政府債券收益的影響。債券收益來(lái)自三個(gè)方面，債券的利息收益、資本利得和再投資收益。而到期收益率既考慮了利息收益，也考慮了資本損益和再投資收益。
宏觀經(jīng)濟(jì)分析可以通過(guò)一系列經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的計(jì)算、分析和對(duì)比來(lái)進(jìn)行。選取了8個(gè)常用的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)：生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)（PPI）、消費(fèi)者信心指數(shù)（CCI）、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（CPI ）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、貨幣供應(yīng)量M1、匯率、利率、通貨膨
脹率。
主成分分析在分析宏觀經(jīng)濟(jì)對(duì)國(guó)債收益率的影響方面有其獨(dú)特的優(yōu)點(diǎn)。在實(shí)際問(wèn)題的研究中，往往會(huì)涉及眾多有關(guān)的變量。但是，變量太多不但會(huì)增加計(jì)算的復(fù)雜性，而且也給合理地分析問(wèn)題和解釋問(wèn)題帶來(lái)困難。一般來(lái)說(shuō)，雖然每個(gè)變量提供了一定的信息，但其重要性有所不同，而在很多情況下，變量間有一定的相關(guān)性，從而使得這些變量所提供的信息在一定程度上有所重疊。因而人們希望對(duì)這些變量加以“改造”，用為數(shù)較少的互不相關(guān)的新變量來(lái)反映原來(lái)變量所提供的絕大部分信息，通過(guò)對(duì)新變量的分析達(dá)到解決問(wèn)題的目的。主成分分析便是在這種降維的思想下產(chǎn)生的處理高維數(shù)據(jù)的方法。
二、實(shí)證分析
（一）樣本選取
國(guó)債0213是財(cái)政部2002年發(fā)行的記賬式（十三期）國(guó)債，期限是15年。由于該國(guó)債的剩余期限較長(zhǎng)，其屬于長(zhǎng)期國(guó)債。而宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)長(zhǎng)期國(guó)債收益率的影響比較大。因此，本文研究宏觀經(jīng)濟(jì)對(duì)國(guó)債0213到期收益率的影響。
一般來(lái)說(shuō)，研究的區(qū)間長(zhǎng)度越長(zhǎng)越好，宏觀經(jīng)濟(jì)中的某些因素對(duì)債券的收益影響大小越準(zhǔn)確。但由于數(shù)據(jù)收集的困難，可供研究的時(shí)間區(qū)間長(zhǎng)度有限。因此國(guó)債季度期的到期收益率時(shí)間段為2004年6月至2010年12月，對(duì)應(yīng)的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)也是季度數(shù)據(jù)。
（二）宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)分析
分析用因子分析的可能性。通過(guò)使用SPSS軟件分析，由表1可知KMO檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為0.656，說(shuō)明進(jìn)行因子分析的效果尚可，比較適宜做因子分析；Bartlett's球形檢驗(yàn)的顯著性概率為
0.000
1. 確定提取因子數(shù)量
在確定可以用因子分析法后，確定因子的數(shù)量和方差解釋?zhuān)缦聢D所示。
下面利用方差解釋表2提取主成分因子。提取的原則是主成分的累積貢獻(xiàn)率和特征根。
分析表2可知：第一個(gè)因子的貢獻(xiàn)率為54.397%，第二個(gè)因子的貢獻(xiàn)率為28.238%，前兩個(gè)因子的累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到了82.636%，說(shuō)明提取前兩個(gè)主成分可以解釋原有變量82.636%的信息；第一個(gè)因子的特征根為4.352，第二個(gè)因子的特征根是2.259，其余因子的特征根均小于1，因此，選擇提取前兩個(gè)主成分。
2. 主成分表達(dá)式
再利用旋轉(zhuǎn)后的因子負(fù)荷矩陣和因子得分系數(shù)矩陣確定主成分變量。
由表3和表4得，主成分一為變量x3、x4、x5、x6、x7的線性組合，主成分二為變量x1、x2、x8的線性組合。用SAS軟件進(jìn)行主成分分析各因子的特征向量，據(jù)此可以寫(xiě)出由標(biāo)準(zhǔn)化變量所表達(dá)的主成分的關(guān)系式為：
由表5可知，成分1和成分2不相關(guān)，因此，可以分別研究每個(gè)成分的影響因素，而不考慮二者之間的相關(guān)因素。
3. 因子解釋
Z1是反映消費(fèi)者信心指數(shù)（CCI）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、貨幣供應(yīng)量M1、匯率、利率的綜合指標(biāo)。其中貨幣供應(yīng)量M1、匯率、利率都是中央銀行宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的貨幣工具。CCI反映消費(fèi)者信心強(qiáng)弱，綜合反映并量化消費(fèi)者對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢(shì)評(píng)價(jià)和對(duì)經(jīng)濟(jì)前景、收入水平、收入預(yù)期以及消費(fèi)心理狀態(tài)的主觀感受，可以一定程度上衡量消費(fèi)者對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的反應(yīng)。而GDP是宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的反應(yīng)結(jié)果，反映一個(gè)國(guó)家一定時(shí)期內(nèi)的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)。綜上所述，將Z1定義為宏觀調(diào)控影響綜合指標(biāo)。
Z2是反映PPI、CPI和通貨膨脹率的綜合指標(biāo)。PPI、CPI和通貨膨脹率都在一定程度上反映一定時(shí)期內(nèi)的通貨膨脹。通貨膨脹決定消費(fèi)者花費(fèi)多少來(lái)購(gòu)買(mǎi)商品和服務(wù)，左右著商業(yè)經(jīng)營(yíng)的成本，極大地破壞著個(gè)人或企業(yè)的投資，影響著退休人員的生活質(zhì)量。對(duì)通貨膨脹的分析有助于設(shè)立勞動(dòng)合同和制定政府的財(cái)政政策。綜上所述，將Z2定義是通貨膨脹影響綜合指標(biāo)。
（三）線性回歸分析
根據(jù)以上主成分關(guān)系式將8個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量降低為兩個(gè)綜合指標(biāo)變量，即宏觀調(diào)控影響綜合指標(biāo)Z1、通貨膨脹影響綜合指標(biāo)Z2。用Stepwise方法分別對(duì)國(guó)債0213的到期收益做線性回歸分析。
分別繪制國(guó)債與主成分Z1和Z2的散點(diǎn)圖（見(jiàn)圖2、圖3）。
通過(guò)觀察圖2和圖3中的散點(diǎn)布局可以判斷，國(guó)債0213的到期收益率與宏觀經(jīng)濟(jì)綜合影響指標(biāo)Z1，通貨膨脹影響綜合指標(biāo)Z2都有一定的線性關(guān)系。
下面我們用逐步回歸方法對(duì)國(guó)債0213的到期收益率和Z1、Z2兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行回歸分析，得到結(jié)果如下表6所示：
由表6結(jié)果可以知道，國(guó)債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標(biāo)Z2線性回歸的負(fù)相關(guān)系數(shù)是0.62073，擬合優(yōu)度為0.307。
通過(guò)表7結(jié)果可知，國(guó)債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標(biāo)Z2線性回歸模型的顯著性概率為0.04，在顯著性水平α=0.05上該模型顯著。
由表8結(jié)果知道，國(guó)債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標(biāo)Z2線性回歸的模型為：y1=0.554Z2，其中Z2的顯著性概率為0.04。因此，國(guó)債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標(biāo)正相關(guān)。
近年來(lái)，由于經(jīng)濟(jì)過(guò)熱，物價(jià)不斷上漲，通貨膨脹也越來(lái)越嚴(yán)重。而當(dāng)期的通貨膨脹率對(duì)同期的國(guó)債收益率影響較大，國(guó)債0213雖是長(zhǎng)期國(guó)債，由于通貨膨脹率持續(xù)上漲，通貨膨脹的期限較長(zhǎng)，其到期收益率也受通貨膨脹的影響。因此，在所得到的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中，國(guó)債0213的到期收益率又受通貨膨脹影響綜合指標(biāo)的影響，且影響果顯著。
通貨膨脹的概率范文第4篇
關(guān)鍵詞:通貨膨脹;貨幣供應(yīng)量;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)
中圖分類(lèi)號(hào):F8文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):16723198(2010)01015302
1 引言
隨著國(guó)際金融危機(jī)的蔓延,從2008年下半年我國(guó)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)大幅滑坡,雖然我國(guó)政府采取了有力措施,但經(jīng)濟(jì)目前還未進(jìn)入強(qiáng)勁反彈的道路。從物價(jià)來(lái)看,2007年4月以來(lái)我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格總水平不斷攀升,2007年全年CPI指數(shù)上漲4.8%,2008年2月CPI指數(shù)高達(dá)8.7%,創(chuàng)歷史新高。隨后幾個(gè)月CPI和PPI大幅回落,已連續(xù)數(shù)月為負(fù)值,截至2009年7月份CPI同比下降1.8% PPI降8.2%。同時(shí)貨幣供應(yīng)量高位趨穩(wěn),2009年7月末,廣義貨幣供應(yīng)量(M2)余額為57.3萬(wàn)億元,同比增長(zhǎng)28.42%,增幅比上年末高10.6個(gè)百分點(diǎn),比上月末低0.03個(gè)百分點(diǎn);狹義貨幣供應(yīng)量(M1)余額為19.59萬(wàn)億元,同比增長(zhǎng)26.37%,比上月末高1.6個(gè)百分點(diǎn);市場(chǎng)貨幣流通量(M0)余額為3.42萬(wàn)億元,同比增長(zhǎng)11.59%。同時(shí)我國(guó)對(duì)外依存度擴(kuò)大,內(nèi)外失衡,虛擬經(jīng)濟(jì)也在不斷膨脹,央行被動(dòng)投放基礎(chǔ)貨幣。貨幣增長(zhǎng)率上升雖然不是通貨膨脹的唯一原因,但有著密切聯(lián)系,貨幣供應(yīng)量的增加迫使總需求的“主動(dòng)增加”,尤其是促進(jìn)了資產(chǎn)價(jià)格的上漲,然后傳導(dǎo)到食品價(jià)格并引起通貨膨脹,劇烈的通貨膨脹就會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)形成極大的沖擊,進(jìn)而影響到經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。
2 西方關(guān)于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、通貨膨脹的分析
西方經(jīng)濟(jì)學(xué)一般認(rèn)為:貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)不發(fā)生任何實(shí)質(zhì)性的影響,不影響實(shí)際的經(jīng)濟(jì)變量,貨幣就是中性的,不然貨幣就是非中性的。但是西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)貨幣中性的理解在程度上也不完全一致。代表性觀點(diǎn)有:(1)古典學(xué)派的貨幣中性論主張貨幣經(jīng)濟(jì)只不過(guò)是實(shí)物相互交換的實(shí)物經(jīng)濟(jì),貨幣僅在商品交換過(guò)程中啟到媒介作用,對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)不發(fā)生實(shí)質(zhì)性的影響。(2)威克塞爾貨幣非中性論,對(duì)古典貨幣數(shù)量論的批判中引入了“自然利率”的概念,認(rèn)為貨幣是影響經(jīng)濟(jì)的重要因素,主要是由于貨幣在資本形成和資本轉(zhuǎn)移中發(fā)揮著重要作用。(3)凱恩斯主義的貨幣非中性論認(rèn)為,貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)在短期內(nèi)影響就業(yè)、產(chǎn)出和收入等實(shí)質(zhì)經(jīng)濟(jì)因素,而在長(zhǎng)期內(nèi)則影響價(jià)格。把利率作為貨幣與產(chǎn)出的樞紐,通過(guò)貨幣政策調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)中的貨幣供應(yīng)量。主張貨幣通過(guò)兩個(gè)方面影響實(shí)際經(jīng)濟(jì):貨幣市場(chǎng)決定利率,再通過(guò)利率影響投資,從而影響總需求,導(dǎo)致總產(chǎn)量和總就業(yè)量的變化;貨幣作為一種資產(chǎn),它與其他金融資產(chǎn)存在替代效應(yīng)。(4)新古典主義的貨幣中性論認(rèn)為,宏觀經(jīng)濟(jì)總量的解釋只是建立在單個(gè)人的最優(yōu)化選擇的基礎(chǔ)上的。盧卡斯、薩金特、華萊士等通過(guò)新古典主義的基本原理,如市場(chǎng)出清、理性預(yù)期和只有實(shí)際變量才至關(guān)重要等應(yīng)用于標(biāo)準(zhǔn)的宏觀經(jīng)濟(jì)模型,得出了貨幣中性的結(jié)論。聲稱貨幣主義的短期和長(zhǎng)期不是特別有用的,真正的區(qū)別是預(yù)期與未預(yù)期到的差別,正是由于理性的經(jīng)濟(jì)當(dāng)事人能預(yù)期到系統(tǒng)的貨幣政策,貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)中的實(shí)物變量不產(chǎn)生影響,從而回到了貨幣數(shù)量論的貨幣中性的觀點(diǎn)。
3 貨幣與經(jīng)濟(jì)關(guān)系計(jì)量分析
基于以上的理論分析,控制貨幣存量的增長(zhǎng)率,使其按照一個(gè)或幾個(gè)關(guān)鍵的經(jīng)濟(jì)變量的變化而同步連續(xù)地變化,貨幣當(dāng)局就能提供一個(gè)可為經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的貨幣背景。對(duì)此,本文從國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率(名義國(guó)民收入增長(zhǎng)率)和通貨膨脹率(物價(jià)上漲率)與貨幣存量增長(zhǎng)率之間關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析。下面,我們選擇1978-2008年間的M0供應(yīng)量增長(zhǎng)率和通貨膨脹率、GDP 增長(zhǎng)率(年度數(shù)據(jù))作為我們實(shí)證的數(shù)據(jù)區(qū)間,根據(jù)貨幣數(shù)量論的相關(guān)理論,對(duì)我國(guó)的貨幣供應(yīng)政策的穩(wěn)定性進(jìn)行計(jì)量考察。
(1) GDP 增長(zhǎng)率、通貨膨脹率與供應(yīng)量增長(zhǎng)率相關(guān)性分析。根據(jù)我們所獲得的數(shù)據(jù),應(yīng)用統(tǒng)計(jì)計(jì)量分析軟件Eviews,得到了M0供應(yīng)量增長(zhǎng)率與GDP 增長(zhǎng)率、通貨膨脹率之間的相關(guān)系數(shù)?？梢缘贸?m0和cpi的相關(guān)系數(shù)為0328686642237996,m0和gdp的相關(guān)系數(shù)為035392280266161正如現(xiàn)代貨幣數(shù)量論和許多實(shí)證所驗(yàn)證的那樣,我國(guó)的貨幣供應(yīng)量與GDP 增長(zhǎng)率、通貨膨脹率具有較強(qiáng)的相關(guān)性。貨幣的長(zhǎng)期周期性變動(dòng)與相應(yīng)的貨幣收入(或國(guó)民收入)和價(jià)格水平變動(dòng)之間的關(guān)系是比較密切的和穩(wěn)定的。另外,根據(jù)它們之間的點(diǎn)線圖,我們可以得出,M0增長(zhǎng)率與GDP 增長(zhǎng)率、M0增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間的變化具有大致相似的同增同減的長(zhǎng)期趨勢(shì),即它們具有長(zhǎng)期的一致性。當(dāng)然,它們之間的因果關(guān)系、它們相互之間的變動(dòng)是否是即期還不明顯,我們將在下文給出分析。但是,有一點(diǎn)可以肯定的是,當(dāng)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較大時(shí)一定伴隨著貨幣供應(yīng)量的較大的波動(dòng)。
(2) M0供應(yīng)量增長(zhǎng)率、GDP 增長(zhǎng)率、通貨膨脹率三者之間的因果關(guān)系分析。運(yùn)用Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn),我們可得如下檢驗(yàn)結(jié)果。對(duì)于通貨膨脹不是貨幣供應(yīng)量Granger 原因的原假設(shè),拒絕它而犯第一類(lèi)錯(cuò)誤的概率是 0.80471,表明通貨膨脹不是M0 增長(zhǎng)率Granger 原因的概率較大,不能拒絕原假設(shè)。而第二個(gè)檢驗(yàn)的相伴概率只有 0.01037,表明我們至少可以在95%的置信水平下,認(rèn)為M0增長(zhǎng)率是通貨膨脹的Granger 成因。對(duì)于GDP 增長(zhǎng)率與M0 增長(zhǎng)率之間的Granger 因果關(guān)系,我們得不出類(lèi)似的結(jié)論。
(3) M2 供應(yīng)量增長(zhǎng)率、GDP 增長(zhǎng)率、通貨膨脹率回歸分析。由上面的相關(guān)分析和因果關(guān)系分析,我們可以很有理由地運(yùn)用貨幣供應(yīng)量的兩因素模型對(duì)三者進(jìn)行回歸分析。由此,我們得到如下回歸方程:
CPI =94.87505(8.602099)+
37.59689 M0(-1)(8.692193) +
16.14602 M0(-2)(8.603579)+
7.041960 M0(-3)
R=0.533619 F=9.153363
從中我們可以看出回歸系數(shù)都通過(guò)了檢驗(yàn),并且整個(gè)方程的F 檢驗(yàn)也是顯著的。這也從另一方面說(shuō)明了貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)對(duì)于物價(jià)水平的波動(dòng)具有顯著地影響。另外,我們也可以得到如下方程:
GDP =0.097290+0.068918 M0(-1)(0.045173)+
-0.030353 M0(-2)(0.045646) +
-0.053743 M0(-3) (0.045180)
R=0.147209 F=1.380957
它的回歸系數(shù)的t值不顯著,方程也不顯著。這說(shuō)明,GDP增長(zhǎng)率和通貨膨脹率之間沒(méi)有顯著的關(guān)系。
4 基本結(jié)論和政策建議
綜合現(xiàn)代貨幣數(shù)量理論和我們上面的計(jì)量分析,我們可以得出以下結(jié)論:改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響是顯著的。同時(shí),貨幣總量的變動(dòng)是一個(gè)相對(duì)獨(dú)立的過(guò)程,而經(jīng)濟(jì)變動(dòng)受到貨幣變動(dòng)影響的關(guān)系相對(duì)來(lái)說(shuō)是很穩(wěn)定的。因此,當(dāng)貨幣存量的增長(zhǎng)率存在明顯波動(dòng)時(shí),必然伴隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)。1978年以來(lái),我國(guó)的貨幣政策在實(shí)際運(yùn)作過(guò)程中基本上遵循著現(xiàn)代貨幣數(shù)量論的政策主張。然而,由于經(jīng)濟(jì)的大幅度增長(zhǎng),投資的狂熱和相對(duì)無(wú)序,貨幣當(dāng)局無(wú)法摸清經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的規(guī)律而又對(duì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)過(guò)于樂(lè)觀,導(dǎo)致了貨幣供應(yīng)不連續(xù)、不平穩(wěn)、無(wú)規(guī)律地變動(dòng)。這種貨幣供應(yīng)的變動(dòng)在一定程度上造成我國(guó)經(jīng)濟(jì)在八十年代中后期和九十年代中期物價(jià)持續(xù)上漲和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。如在1990-1996年間,我國(guó)的貨幣供應(yīng)總量增長(zhǎng)率平均都在25%以上,由此直接導(dǎo)致了在九十年代中期我國(guó)的泡沫經(jīng)濟(jì)和平均10%以上的通貨膨脹率,給經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了很大的不確定性和危害。同樣的原因也造成了1988年和1989年高通貨膨脹(分別為18.5%和17.8%)和民眾對(duì)經(jīng)濟(jì)前景的恐慌。同時(shí),由于對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長(zhǎng)期趨勢(shì)缺乏考慮,貨幣政策造成經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的突發(fā)性反過(guò)來(lái)使得貨幣當(dāng)局在制定和執(zhí)行貨幣政策時(shí)的被動(dòng)性,從而進(jìn)一步造成了經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定。如1997年以來(lái),我們雖然制止了高通貨膨脹,卻又陷入了持續(xù)的通貨緊縮(1998、1999、2000年的物價(jià)上漲率分別為-2.6%、-3%、-15%),在某種程度上這不能說(shuō)不是在治理通貨膨脹時(shí)由貨幣政策的突發(fā)性造成的,目前的情況也與此類(lèi)似。對(duì)以上分析結(jié)論,以及我國(guó)當(dāng)前的實(shí)際經(jīng)濟(jì)背景,我們提出以下政策主張:
(1)根據(jù)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期預(yù)期增長(zhǎng)率來(lái)指導(dǎo)貨幣供應(yīng)政策。由于長(zhǎng)期的真實(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率是由實(shí)際的勞動(dòng)力增長(zhǎng)率、生產(chǎn)技術(shù)的發(fā)展速度等非貨幣因素決定的。因此,為了使貨幣政策的制定和執(zhí)行不至于對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展沖擊,引起經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定,我們就必須使貨幣總量的增長(zhǎng)率緊跟真實(shí)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期預(yù)期增長(zhǎng)率,進(jìn)行連續(xù)、平穩(wěn)的供應(yīng)貨幣。穩(wěn)定的貨幣供應(yīng)還會(huì)使一般公眾建立起對(duì)貨幣政策的信任,使貨幣當(dāng)局的政策在執(zhí)行時(shí)更為有效和及時(shí)。
(2)貨幣政策應(yīng)以穩(wěn)定物價(jià)水平為目標(biāo)。由于通貨膨脹的心理預(yù)期,當(dāng)貨幣增長(zhǎng)引起物價(jià)水平上漲后,公眾預(yù)期價(jià)格將會(huì)持續(xù)上漲,投資者愿意投資,借款者愿意借款,這樣就使利率不斷上漲,經(jīng)濟(jì)趨于狂熱,結(jié)果泡沫經(jīng)濟(jì)和危機(jī)就隨之而來(lái);反之,物價(jià)下跌后,公眾相反的行為使利率不斷下跌,最后也會(huì)使經(jīng)濟(jì)趨于崩潰,并且這種影響過(guò)程是逐漸的、長(zhǎng)期的。因此,為了消除物價(jià)的惡性影響,盯住穩(wěn)定的物價(jià)目標(biāo)是可取的,而這可以通過(guò)貨幣供應(yīng)量與推動(dòng)物價(jià)漲跌間穩(wěn)定的關(guān)系來(lái)達(dá)到這個(gè)目的,正如我們上文所分析的實(shí)證結(jié)果那樣。
(3)加強(qiáng)貨幣政策在國(guó)家宏觀調(diào)控政策中的主導(dǎo)地位。貨幣需求對(duì)利率的富有彈性,財(cái)政政策對(duì)利率的缺乏彈性,使得財(cái)政政策相對(duì)貨幣政策來(lái)說(shuō)是無(wú)效的。
因?yàn)樨?cái)政政策只是對(duì)現(xiàn)存的貨幣總量進(jìn)行再分配和使用,它排擠了“私人”投資而轉(zhuǎn)為“政府”投資,這種投資的“乘數(shù)”效應(yīng)會(huì)大大降低。而根據(jù)長(zhǎng)期的真實(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率所確定的貨幣政策,當(dāng)它與財(cái)政政策共同實(shí)施時(shí),可產(chǎn)生繁榮的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),這已有許多發(fā)達(dá)國(guó)家歷史經(jīng)驗(yàn)所證實(shí)。
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通貨膨脹的概率范文第5篇
隨著國(guó)際金融危機(jī)的蔓延,從2008年下半年我國(guó)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)大幅滑坡,雖然我國(guó)政府采取了有力措施,但經(jīng)濟(jì)目前還未進(jìn)入強(qiáng)勁反彈的道路。從物價(jià)來(lái)看,2007年4月以來(lái)我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格總水平不斷攀升,2007年全年CPI指數(shù)上漲4.8%,2008年2月CPI指數(shù)高達(dá)8.7%,創(chuàng)歷史新高。隨后幾個(gè)月CPI和PPI大幅回落,已連續(xù)數(shù)月為負(fù)值,截至2009年7月份CPI同比下降1.8%PPI降8.2%。同時(shí)貨幣供應(yīng)量高位趨穩(wěn),2009年7月末,廣義貨幣供應(yīng)量(M2)余額為57.3萬(wàn)億元,同比增長(zhǎng)28.42%,增幅比上年末高10.6個(gè)百分點(diǎn),比上月末低0.03個(gè)百分點(diǎn);狹義貨幣供應(yīng)量(M1)余額為19.59萬(wàn)億元,同比增長(zhǎng)26.37%,比上月末高1.6個(gè)百分點(diǎn);市場(chǎng)貨幣流通量(M0)余額為3.42萬(wàn)億元,同比增長(zhǎng)11.59%。同時(shí)我國(guó)對(duì)外依存度擴(kuò)大,內(nèi)外失衡,虛擬經(jīng)濟(jì)也在不斷膨脹,央行被動(dòng)投放基礎(chǔ)貨幣。貨幣增長(zhǎng)率上升雖然不是通貨膨脹的唯一原因,但有著密切聯(lián)系,貨幣供應(yīng)量的增加迫使總需求的“主動(dòng)增加”,尤其是促進(jìn)了資產(chǎn)價(jià)格的上漲,然后傳導(dǎo)到食品價(jià)格并引起通貨膨脹,劇烈的通貨膨脹就會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)形成極大的沖擊,進(jìn)而影響到經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。
2西方關(guān)于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、通貨膨脹的分析
西方經(jīng)濟(jì)學(xué)一般認(rèn)為:貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)不發(fā)生任何實(shí)質(zhì)性的影響,不影響實(shí)際的經(jīng)濟(jì)變量,貨幣就是中性的,不然貨幣就是非中性的。但是西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)貨幣中性的理解在程度上也不完全一致。代表性觀點(diǎn)有:(1)古典學(xué)派的貨幣中性論主張貨幣經(jīng)濟(jì)只不過(guò)是實(shí)物相互交換的實(shí)物經(jīng)濟(jì),貨幣僅在商品交換過(guò)程中啟到媒介作用,對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)不發(fā)生實(shí)質(zhì)性的影響。(2)威克塞爾貨幣非中性論,對(duì)古典貨幣數(shù)量論的批判中引入了“自然利率”的概念,認(rèn)為貨幣是影響經(jīng)濟(jì)的重要因素,主要是由于貨幣在資本形成和資本轉(zhuǎn)移中發(fā)揮著重要作用。(3)凱恩斯主義的貨幣非中性論認(rèn)為,貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)在短期內(nèi)影響就業(yè)、產(chǎn)出和收入等實(shí)質(zhì)經(jīng)濟(jì)因素,而在長(zhǎng)期內(nèi)則影響價(jià)格。把利率作為貨幣與產(chǎn)出的樞紐,通過(guò)貨幣政策調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)中的貨幣供應(yīng)量。主張貨幣通過(guò)兩個(gè)方面影響實(shí)際經(jīng)濟(jì):貨幣市場(chǎng)決定利率,再通過(guò)利率影響投資,從而影響總需求,導(dǎo)致總產(chǎn)量和總就業(yè)量的變化;貨幣作為一種資產(chǎn),它與其他金融資產(chǎn)存在替代效應(yīng)。(4)新古典主義的貨幣中性論認(rèn)為,宏觀經(jīng)濟(jì)總量的解釋只是建立在單個(gè)人的最優(yōu)化選擇的基礎(chǔ)上的。盧卡斯、薩金特、華萊士等通過(guò)新古典主義的基本原理,如市場(chǎng)出清、理性預(yù)期和只有實(shí)際變量才至關(guān)重要等應(yīng)用于標(biāo)準(zhǔn)的宏觀經(jīng)濟(jì)模型,得出了貨幣中性的結(jié)論。聲稱貨幣主義的短期和長(zhǎng)期不是特別有用的,真正的區(qū)別是預(yù)期與未預(yù)期到的差別,正是由于理性的經(jīng)濟(jì)當(dāng)事人能預(yù)期到系統(tǒng)的貨幣政策,貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)中的實(shí)物變量不產(chǎn)生影響,從而回到了貨幣數(shù)量論的貨幣中性的觀點(diǎn)。
3貨幣與經(jīng)濟(jì)關(guān)系計(jì)量分析
基于以上的理論分析,控制貨幣存量的增長(zhǎng)率,使其按照一個(gè)或幾個(gè)關(guān)鍵的經(jīng)濟(jì)變量的變化而同步連續(xù)地變化,貨幣當(dāng)局就能提供一個(gè)可為經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的貨幣背景。對(duì)此,本文從國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率(名義國(guó)民收入增長(zhǎng)率)和通貨膨脹率(物價(jià)上漲率)與貨幣存量增長(zhǎng)率之間關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析。下面,我們選擇1978-2008年間的M0供應(yīng)量增長(zhǎng)率和通貨膨脹率、GDP增長(zhǎng)率(年度數(shù)據(jù))作為我們實(shí)證的數(shù)據(jù)區(qū)間,根據(jù)貨幣數(shù)量論的相關(guān)理論,對(duì)我國(guó)的貨幣供應(yīng)政策的穩(wěn)定性進(jìn)行計(jì)量考察。
(1)GDP增長(zhǎng)率、通貨膨脹率與供應(yīng)量增長(zhǎng)率相關(guān)性分析。根據(jù)我們所獲得的數(shù)據(jù),應(yīng)用統(tǒng)計(jì)計(jì)量分析軟件Eviews,得到了M0供應(yīng)量增長(zhǎng)率與GDP增長(zhǎng)率、通貨膨脹率之間的相關(guān)系數(shù)?？梢缘贸?m0和cpi的相關(guān)系數(shù)為0328686642237996,m0和gdp的相關(guān)系數(shù)為035392280266161正如現(xiàn)代貨幣數(shù)量論和許多實(shí)證所驗(yàn)證的那樣,我國(guó)的貨幣供應(yīng)量與GDP增長(zhǎng)率、通貨膨脹率具有較強(qiáng)的相關(guān)性。貨幣的長(zhǎng)期周期性變動(dòng)與相應(yīng)的貨幣收入(或國(guó)民收入)和價(jià)格水平變動(dòng)之間的關(guān)系是比較密切的和穩(wěn)定的。另外,根據(jù)它們之間的點(diǎn)線圖,我們可以得出,M0增長(zhǎng)率與GDP增長(zhǎng)率、M0增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間的變化具有大致相似的同增同減的長(zhǎng)期趨勢(shì),即它們具有長(zhǎng)期的一致性。當(dāng)然,它們之間的因果關(guān)系、它們相互之間的變動(dòng)是否是即期還不明顯,我們將在下文給出分析。但是,有一點(diǎn)可以肯定的是,當(dāng)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較大時(shí)一定伴隨著貨幣供應(yīng)量的較大的波動(dòng)。
(2)M0供應(yīng)量增長(zhǎng)率、GDP增長(zhǎng)率、通貨膨脹率三者之間的因果關(guān)系分析。運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn),我們可得如下檢驗(yàn)結(jié)果。對(duì)于通貨膨脹不是貨幣供應(yīng)量Granger原因的原假設(shè),拒絕它而犯第一類(lèi)錯(cuò)誤的概率是0.80471,表明通貨膨脹不是M0增長(zhǎng)率Granger原因的概率較大,不能拒絕原假設(shè)。而第二個(gè)檢驗(yàn)的相伴概率只有0.01037,表明我們至少可以在95%的置信水平下,認(rèn)為M0增長(zhǎng)率是通貨膨脹的Granger成因。對(duì)于GDP增長(zhǎng)率與M0增長(zhǎng)率之間的Granger因果關(guān)系,我們得不出類(lèi)似的結(jié)論。
(3)M2供應(yīng)量增長(zhǎng)率、GDP增長(zhǎng)率、通貨膨脹率回歸分析。由上面的相關(guān)分析和因果關(guān)系分析,我們可以很有理由地運(yùn)用貨幣供應(yīng)量的兩因素模型對(duì)三者進(jìn)行回歸分析。由此,我們得到如下回歸方程:
CPI=94.87505(8.602099)+
37.59689M0(-1)(8.692193)+
16.14602M0(-2)(8.603579)+
7.041960M0(-3)
R=0.533619F=9.153363
從中我們可以看出回歸系數(shù)都通過(guò)了檢驗(yàn),并且整個(gè)方程的F檢驗(yàn)也是顯著的。這也從另一方面說(shuō)明了貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)對(duì)于物價(jià)水平的波動(dòng)具有顯著地影響。另外,我們也可以得到如下方程:
GDP=0.097290+0.068918M0(-1)(0.045173)+
-0.030353M0(-2)(0.045646)+
-0.053743M0(-3)(0.045180)
R=0.147209F=1.380957
它的回歸系數(shù)的t值不顯著,方程也不顯著。這說(shuō)明,GDP增長(zhǎng)率和通貨膨脹率之間沒(méi)有顯著的關(guān)系。
4基本結(jié)論和政策建議
綜合現(xiàn)代貨幣數(shù)量理論和我們上面的計(jì)量分析,我們可以得出以下結(jié)論:改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響是顯著的。同時(shí),貨幣總量的變動(dòng)是一個(gè)相對(duì)獨(dú)立的過(guò)程,而經(jīng)濟(jì)變動(dòng)受到貨幣變動(dòng)影響的關(guān)系相對(duì)來(lái)說(shuō)是很穩(wěn)定的。因此,當(dāng)貨幣存量的增長(zhǎng)率存在明顯波動(dòng)時(shí),必然伴隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)。1978年以來(lái),我國(guó)的貨幣政策在實(shí)際運(yùn)作過(guò)程中基本上遵循著現(xiàn)代貨幣數(shù)量論的政策主張。然而,由于經(jīng)濟(jì)的大幅度增長(zhǎng),投資的狂熱和相對(duì)無(wú)序,貨幣當(dāng)局無(wú)法摸清經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的規(guī)律而又對(duì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)過(guò)于樂(lè)觀,導(dǎo)致了貨幣供應(yīng)不連續(xù)、不平穩(wěn)、無(wú)規(guī)律地變動(dòng)。這種貨幣供應(yīng)的變動(dòng)在一定程度上造成我國(guó)經(jīng)濟(jì)在八十年代中后期和九十年代中期物價(jià)持續(xù)上漲和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。如在1990-1996年間,我國(guó)的貨幣供應(yīng)總量增長(zhǎng)率平均都在25%以上,由此直接導(dǎo)致了在九十年代中期我國(guó)的泡沫經(jīng)濟(jì)和平均10%以上的通貨膨脹率,給經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了很大的不確定性和危害。同樣的原因也造成了1988年和1989年高通貨膨脹(分別為18.5%和17.8%)和民眾對(duì)經(jīng)濟(jì)前景的恐慌。同時(shí),由于對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長(zhǎng)期趨勢(shì)缺乏考慮,貨幣政策造成經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的突發(fā)性反過(guò)來(lái)使得貨幣當(dāng)局在制定和執(zhí)行貨幣政策時(shí)的被動(dòng)性,從而進(jìn)一步造成了經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定。如1997年以來(lái),我們雖然制止了高通貨膨脹,卻又陷入了持續(xù)的通貨緊縮(1998、1999、2000年的物價(jià)上漲率分別為-2.6%、-3%、-15%),在某種程度上這不能說(shuō)不是在治理通貨膨脹時(shí)由貨幣政策的突發(fā)性造成的,目前的情況也與此類(lèi)似。對(duì)以上分析結(jié)論,以及我國(guó)當(dāng)前的實(shí)際經(jīng)濟(jì)背景,我們提出以下政策主張:
(1)根據(jù)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期預(yù)期增長(zhǎng)率來(lái)指導(dǎo)貨幣供應(yīng)政策。由于長(zhǎng)期的真實(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率是由實(shí)際的勞動(dòng)力增長(zhǎng)率、生產(chǎn)技術(shù)的發(fā)展速度等非貨幣因素決定的。因此,為了使貨幣政策的制定和執(zhí)行不至于對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展沖擊,引起經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定,我們就必須使貨幣總量的增長(zhǎng)率緊跟真實(shí)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期預(yù)期增長(zhǎng)率,進(jìn)行連續(xù)、平穩(wěn)的供應(yīng)貨幣。穩(wěn)定的貨幣供應(yīng)還會(huì)使一般公眾建立起對(duì)貨幣政策的信任,使貨幣當(dāng)局的政策在執(zhí)行時(shí)更為有效和及時(shí)。
(2)貨幣政策應(yīng)以穩(wěn)定物價(jià)水平為目標(biāo)。由于通貨膨脹的心理預(yù)期,當(dāng)貨幣增長(zhǎng)引起物價(jià)水平上漲后,公眾預(yù)期價(jià)格將會(huì)持續(xù)上漲,投資者愿意投資,借款者愿意借款,這樣就使利率不斷上漲,經(jīng)濟(jì)趨于狂熱,結(jié)果泡沫經(jīng)濟(jì)和危機(jī)就隨之而來(lái);反之,物價(jià)下跌后,公眾相反的行為使利率不斷下跌,最后也會(huì)使經(jīng)濟(jì)趨于崩潰,并且這種影響過(guò)程是逐漸的、長(zhǎng)期的。因此,為了消除物價(jià)的惡性影響,盯住穩(wěn)定的物價(jià)目標(biāo)是可取的,而這可以通過(guò)貨幣供應(yīng)量與推動(dòng)物價(jià)漲跌間穩(wěn)定的關(guān)系來(lái)達(dá)到這個(gè)目的,正如我們上文所分析的實(shí)證結(jié)果那樣。
