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，流通的貨幣超過實際需要量而引起的貨幣貶值、物價持續而普遍上漲的經濟現象，即社會總需求大于社會總供給的現象。
從經濟表現來看，通貨膨脹是指一般商品和服務項目價格水平全面、持續、大幅度上漲的一種經濟狀態。通貨膨脹具 有以下主要特點：一是一般商品的服務項目價格的上漲，而不是股票、債券和其他金融資產價格的上漲；二是價格水平全面的上漲，即商品和服務項目價格水平全面上漲，而非具體商品和服務項目價格或部分地區價格水平的上漲；三是價格水平的持續上漲，而非偶然、短期的價格上漲；四是看貨幣供應量是否過大。通貨膨脹表現為物價上漲，但起因是貨幣供給過多，沒有貨幣供給過多的物價上漲也不應屬于通貨膨脹。
按引起通貨膨脹的原因和表現來看，一般把通貨膨脹分為需求拉動型、成本推動型和結構型三種類型。需求拉動的通貨膨脹，總需求過度增長，總供給不足；成本推動的通貨膨脹，如石油等成本的增加導致總供給減少，從而使產出減少，價格水平上升；結構型通貨膨脹，生產要素不容易從落后部門、衰落部門、封閉部門向先進部門、興起部門、開放部門轉移，卻要求在工資和價格等方面保持一致，導致經濟結構因素的變動引起一般價格水平的持續上漲。國內學者普遍認為，需求拉動因素主要來自對于糧食和肉禽等的消費需求，以及外匯占款、投資泡沫、資產泡沫所導致強勁貨幣需求；成本推動因素主要來自于國際能源價格大幅上漲帶動消費價格上漲，以及勞動力成本上升促進物價水平總體走高；價格的結構性上漲主要是國內豬肉和糧食等價格上漲帶動其他食品價格上漲，國際糧食價格普遍上漲，帶動國內食品價格上漲。
2、CPI
CPI是消費者物價指數（Consumer Price Index）的英文縮寫，現行通稱為居民消費價格指數，旨在反映一定時期內居民所消費商品和服務項目的價格水平變動趨勢和變動程度。調查內容根據全國城鄉居民家庭消費支出調查資料以及居民消費結構和消費習慣確定，按用途劃分為8個大類，262個基本分類，包括食品、煙酒、衣著、家庭設備用品及維修服務、醫療保健和個人用品、交通和通信、娛樂教育文化用品及服務、居住。
二、關系研究
（一）CPI與通貨膨脹關系檢驗
Logit模型是重點研究解釋因素對被解釋因素的作用和影響。這里我們用logit模型來研究檢驗CPI對通貨膨脹的作用和影響，是否是通貨膨脹的一個科學指標。
在 Logit 模型中，通貨膨脹 yt 作為被解釋變量，取值為 0 或 1，即當通貨膨脹發生時，yt 為 1，當通貨膨脹不發生時，yt 為 0。假設 yt 表示解釋事件的特征，Logit 模型采用一個以邏輯隨機變量的累積分布函數為基礎的函數形式來施加約束。 其中 xt 表示解釋變量向量，β 表示要估計的系數向量，衡量期望值概率由于 xt 的變動而發生的變動，β大于 0 表明 xt 增加會引起相應概率的提高，負值表明情況相反。測定通貨膨脹以我國實際經濟的運行狀況為依據，即：1981。1984 年，沒有出現通貨膨脹，取值為 0；1985～1989 年，通貨膨脹比較嚴重，取值為 1；1990.1991 年沒有出現通貨膨脹， 取值為 0；1992～1996 年出現嚴重的通貨膨脹，取值為 1；1997～2002 年為通貨緊縮時期，取值為 0；2003～2006 年新一輪通貨膨脹壓力出現，取值為 l。
Logit模型檢驗結果：CPI 的系數為 0.667541，大于 0，表明 CPI 增加，相應通貨膨脹發生的概率會提高。例如，1992～1996 年，當年 CPI 增加，表明當年的通貨膨脹發生的概率比較大， 實際上確實發生了嚴重的通貨膨脹，1994 年 CPI 為 124.1，通貨膨脹非常嚴重。檢驗結果表明，運用CPI的變動來衡量通貨膨脹是合理的，這種衡量方法在我國是適用的。
（二）編制CPI指數的科學性
如何準確地度量通貨膨脹這個復雜的宏觀經濟現象，客觀的反映通貨膨脹的變動，所選取的指標應符合三個條件：一是必須既能反映市場經濟的現實活動，又符合國際一般慣例；二是有利于進行國際交流與比較；三是具有可操作性和時效性，能夠滿足短期宏觀經濟調控目標的需要。CPI指數這一指標是符合這三個條件的。
首先它編制的方法是國際一般慣例，采用拉式鏈式公式計算，采用抽樣調查方法進行價格采集，每年每一基本分類都有根據的設定權數，每月測算指數，每季度每年公布指數。
其次容易進行國際交流與比較。由于編制方法和制度都與國際是接軌的，所以在進行國際交流與比較時，都是有可比性的。各國指標數據橫向縱向對比，進行深度分析研究。
最后有很強的可操作性和時效性。CPI編制每年都會根據時效性和操作性進行完善。如，權數五年一大調，一年一小調，2011年，又將住房估算租金列入CPI的計算指標中。
（三）公布CPI數據對通貨膨脹預期的影響
國家定期公布CPI數據。作為物價的代言指標，CPI對通貨膨脹預期有著直接的影響。物價溫和上漲，對于刺激經濟增長、調整經濟結構、增加居民收入，能夠產生積極的推動作用；但物價上漲過快或漲幅過大，不僅會導致投資需求猛增、資源供應緊張，還會向人們傳遞錯誤的信號，強化通貨膨脹預期。物價上漲過快時，政府首先應該在輿論上引導人們形成物價穩定的預期，使人們對未來物價環境充滿信心，以維護市場價格的基本穩定，保持宏觀經濟政策的連續性和穩定性，防止經濟出現大的波動。
通貨膨脹的概率范文第2篇
【關鍵詞】M0 M1 M2 CPI VAR模型
一、引言
我國自改革開放以來經歷了多次貨幣政策的改革和調整，當前實行穩健的貨幣政策，對貨幣供給和通貨膨脹的研究一直是我國宏觀經濟關注的焦點。目前對于貨幣供給量和通貨膨脹率之間關系的研究，主要分為兩種觀點，一是通貨膨脹率與貨幣供給量之間存在穩定的顯著的相關關系；二是兩者不一定有長期穩定的關系。
傳統觀點認為通貨膨脹的原因是紙幣發行量超過商品流通中的實際需要量而引起貨幣貶值，貨幣供應量會直接對通貨膨脹產生影響。然而現階段部分研究指出通貨膨脹會通過貸款或生產環節反作用于貨幣供應量。因此本文將在已有研究的基礎上，選取1996年1月至2015年7月的CPI、MO、M1和M2月度數據，利用VAR模型，研究貨幣供應量及通貨膨脹之間是否具有穩定的雙向傳導關系。本文在借鑒前人研究成果的基礎之上，從長期和短期兩種狀態下研究三個層次貨幣供應量對通貨膨脹的影響情況，具有現實意義。
二、貨幣供應量與CPI傳導理論分析
在貨幣主義經濟學中，通貨膨脹產生原因為：當市場上貨幣流通量增加，人民的貨幣所得增加，購買力上升，影響物價之上漲，造成通貨膨脹。該理論被總結為一個非常著名的方程費雪方程：MV=PT，通過變換可以能到如下關系式：π=m―y+v（π為通貨膨脹率，m為貨幣增長率，v表示流通速度變化率，y為產量增長率），表明通貨膨脹來源于三個方面：貨幣流通速度的變化、貨幣增長和產量增長，也就是說，貨幣供給的增加是通貨膨脹的基本原因。
三、實證分析
（一）數據采集和預處理
本文選擇M0、M1和M2分別作為貨幣供應量，這三項指標從不同的統計口徑和貨幣流通的層次充分反映了貨幣供應量的變化，對分析和預測有著重要的現實意義。通貨膨脹采用居民消費物價指數CPI進行評價。
選取1996年1月-2015年7月月度數據進行分析，數據來自萬得數據庫，在數據分析前已對數據進行對數處理。
（二）貨幣供應量與通貨膨脹長期傳導機制分析
1.數據平穩性檢驗
本文采用ADF方法對數據的平穩性進行檢驗。LNM0、LNM1和LNCPI在1%置信水平下非平穩，LNM2數據非平穩。將各組數據進行一階差分之后再次檢驗，各組數據平穩，因此通貨膨脹率和各層次貨幣供給量是同階單整數據，因而可以對其進行進一步協整分析。
2.滯后期的確定
根據AIC等信息準則來確定該如何選擇滯后期。需要選擇AIC、SC等指標中的數值最小值所對應的滯后期的最大值。且滿足模型的平穩性檢驗，由此確定LNM2與LNCPI、LNM1與 LNCPI的滯后階數為2，LNM1與 LNCPI滯后階數為1。
3.協整檢驗
CPI與M0、M1、M2都是一階單整序列，所以可以采用Johansen協整檢驗。經反復試驗，在Eviews中得出的Johansen檢驗結果總結如下：
從上表得知，LNM2與LNCPI由于假設統計量23.81大于檢驗統計量15.49，即在5%的顯著水平下拒絕沒有協整方程的原假設，說明至少有一個協整方程；由于假設統計量2.40小于檢驗統計量3.84，即在5%的顯著水平下不拒絕至多一個協整方程的原假設，表明至少有一個協整方程。同理得出LNM1與LNCPI至少有一個協整方程；LNM0與LNCPI至少有兩個協整方程。
4.VAR模型估計
（1）VAR模型建立
根據模型估計結果我們可以寫出三組標準型VAR模型的估計結果，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）脈沖響應函數
LNCPI與LNM2的VAR模型脈沖響應函數輸出結果如下：
上圖中，圖Response of LNCPI to LNM2是LNCPI向LNM2實施沖擊，CPI的響應函數時間路徑，響應路徑一直為正，第1期后逐期上升，在第5期之后趨于穩定，說明CPI的變動會引起后面各時期M2的變動，且增長的彈性系數呈現變大后趨于穩定的規律；圖Response of LNM2 to LNCPI是M2對CPI實施沖擊，響應函數一直為正，且呈現先小幅緩慢上升的趨勢，說明M2的變動會引起后面各時期CPI的變動。同理得到結論，CPI的變動會引起后面各時期M1的變動，且增長的彈性系數呈現變大后趨于穩定，M1的變動會逐漸引起后面各時期CPI的變動；CPI的變動對后面各時期M0的變動影響并不顯著， M0的變動會引起后面各時期CPI的變動。
5.Granger因果關系檢驗
從檢驗結果看，LNCPI不是LNM2的Granger原因的概率是0.011，說明通貨膨脹對M2的有著很大的推動作用；LNM2不是LNCPI的Granger原因的概率是0.107，說明M2對通貨膨脹有著一定的推動作用，但是這種作用并不是很明顯。同理得出結論通貨膨脹對M1產生很大的影響；M1對通貨膨脹有著一定的推動作用；通貨膨脹對M0的有著很大的推動作用；M0對通貨膨脹沒有顯著影響。
（三）貨幣供應量與通貨膨脹短期傳導
1.脈沖響應
本文選取2010年―2011年兩年的月度數據，對貨幣供應量與通貨膨脹短期傳導機制進行分析，首先通過對數據的平穩性檢驗可知四組時間序列數據均為同階單整，經過協整檢驗后建立三組VAR模型，得到三組脈沖響應結果：短期CPI的變動會小幅度引起后面各時期M2的反向變動，M2的變動會小幅度引起后面各時期CPI的變動；CPI的變動只會小幅度引起后面各時期M1的變動，M2的變動會小幅度引起后面各時期CPI的變動；CPI的變動對后面各時期M0的變動影響并不顯著，M0對CPI實施沖擊，在第一期至第三期響應函數一直為負，第二期后且呈現穩定上升的趨勢，在三期滯后為正，第五期達到峰值，后趨于平穩。
2.Granger因果檢驗
從短期Granger檢驗結果看，M0、M1和M2均不是CPI的Granger原因，說明在短期貨幣供給不會產生通貨膨脹。值得關注的是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，也就是說在短期情況下CPI會反作用于M0。
四、結論
貨幣供應量和通貨膨脹變動的長期均衡實證分析表明，在長期狀態下，我國M0與通貨膨脹并不存十分顯著的長期均衡關系。M1與M2會對通貨膨脹產生一定影響。同時CPI也會反作用于M0、M1和M2，因此可以說M1、M2與通貨膨脹之間存在雙向因果關系。在長期分析中這可能是我國貨幣政策產生的效果。從脈沖響應分析來看，對CPI產生的沖擊，M1會早于M2作出反應。貨幣供應量和通貨膨脹短期均衡實證分析表明，在短期狀態下，我三個層次的貨幣供給量都不存在穩定的均衡關系，但CPI的變動會對M0產生顯著影響。
參考文獻：
[1]馬方方，田野.中國貨幣供給量與通貨膨脹關系的理論和實踐[J].金融理論與實踐，2011，09.
[2]冷松，徐美銀.貨幣供給量與通貨膨脹關系的實證分析[J].商業時代，2011，31.
通貨膨脹的概率范文第3篇
[關鍵詞]國債收益率；宏觀經濟；主成分分析；通貨膨脹
[中圖分類號] F830.9 ［文獻標識碼］ A [文章編號] 1673-0461（2011）12-0084-04
一、引 言
2011年4月我國CPI同比上漲5.3%，食品價格上漲11.5%。根據美聯儲編制的美元對主要貨幣的匯率指數變化，2009年美元匯率貶8.5%，同時依據國際貨幣基金組織統計的全球儲備結構數據，非美元儲備資產占到近四成，2009年美元資產相對美元升值導致以美元計值的外匯儲備余額增加。采用市場上常用的巴克萊全球債券綜合指數收益率，2005年～2009年的年均收益率為4.8%。今年以來央行連續出臺上調存款準備金率和加息等政策，經濟增速放緩，通脹壓力未減，貨幣政策“偏緊”，新股融資也相對密集，股票市場難以尋找良好的系統性投資機會。在這樣的宏觀經濟緊縮背景下，債券市場尤其受到關注。通貨膨脹和緊縮政策對債券市場產生什么影響？在加息周期中，債券的收益率是否受到影響？
學者們已經對影響債券收益率的因素進行了一些研究，如王一鳴和李劍峰[1]將宏觀經濟變量對收益率曲線的幾個特征有如何影響進行了實證分析,發現宏觀經濟變量更多的是對整個收益率曲線的位置有影響。謝海玉[2]發現受經濟周期和通貨膨脹溢價要求的影響，超長期債券的利率敏感性應弱于短期債券。蔡躍明和平新喬[3]分析了經濟增長與環境的新型債券的相關性。王海靈和闞麗萍[4]分析了我國宏觀經濟因素對債券收益率的影響。莊嘩[5]分析了宏觀經濟信息對中國債券市場收益率結構的影響。白麗健[6]研究了近代中國債券市場價格變動的成因。
本文用主成分分析方法分析宏觀因素對政府債券收益的影響。債券收益來自三個方面，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。
宏觀經濟分析可以通過一系列經濟指標的計算、分析和對比來進行。選取了8個常用的經濟指標：生產者物價指數（PPI）、消費者信心指數（CCI）、消費者物價指數（CPI ）、國內生產總值（GDP）、貨幣供應量M1、匯率、利率、通貨膨
脹率。
主成分分析在分析宏觀經濟對國債收益率的影響方面有其獨特的優點。在實際問題的研究中，往往會涉及眾多有關的變量。但是，變量太多不但會增加計算的復雜性，而且也給合理地分析問題和解釋問題帶來困難。一般來說，雖然每個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。因而人們希望對這些變量加以“改造”，用為數較少的互不相關的新變量來反映原來變量所提供的絕大部分信息，通過對新變量的分析達到解決問題的目的。主成分分析便是在這種降維的思想下產生的處理高維數據的方法。
二、實證分析
（一）樣本選取
國債0213是財政部2002年發行的記賬式（十三期）國債，期限是15年。由于該國債的剩余期限較長，其屬于長期國債。而宏觀經濟增長對長期國債收益率的影響比較大。因此，本文研究宏觀經濟對國債0213到期收益率的影響。
一般來說，研究的區間長度越長越好，宏觀經濟中的某些因素對債券的收益影響大小越準確。但由于數據收集的困難，可供研究的時間區間長度有限。因此國債季度期的到期收益率時間段為2004年6月至2010年12月，對應的宏觀經濟指標也是季度數據。
（二）宏觀經濟指標分析
分析用因子分析的可能性。通過使用SPSS軟件分析，由表1可知KMO檢驗統計量值為0.656，說明進行因子分析的效果尚可，比較適宜做因子分析；Bartlett's球形檢驗的顯著性概率為
0.000
1. 確定提取因子數量
在確定可以用因子分析法后，確定因子的數量和方差解釋，如下圖所示。
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率和特征根。
分析表2可知：第一個因子的貢獻率為54.397%，第二個因子的貢獻率為28.238%，前兩個因子的累計貢獻率達到了82.636%，說明提取前兩個主成分可以解釋原有變量82.636%的信息；第一個因子的特征根為4.352，第二個因子的特征根是2.259，其余因子的特征根均小于1，因此，選擇提取前兩個主成分。
2. 主成分表達式
再利用旋轉后的因子負荷矩陣和因子得分系數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軟件進行主成分分析各因子的特征向量，據此可以寫出由標準化變量所表達的主成分的關系式為：
由表5可知，成分1和成分2不相關，因此，可以分別研究每個成分的影響因素，而不考慮二者之間的相關因素。
3. 因子解釋
Z1是反映消費者信心指數（CCI）、國內生產總值（GDP）、貨幣供應量M1、匯率、利率的綜合指標。其中貨幣供應量M1、匯率、利率都是中央銀行宏觀經濟調控的貨幣工具。CCI反映消費者信心強弱，綜合反映并量化消費者對當前經濟形勢評價和對經濟前景、收入水平、收入預期以及消費心理狀態的主觀感受，可以一定程度上衡量消費者對宏觀經濟調控的反應。而GDP是宏觀經濟調控的反應結果，反映一個國家一定時期內的經濟表現。綜上所述，將Z1定義為宏觀調控影響綜合指標。
Z2是反映PPI、CPI和通貨膨脹率的綜合指標。PPI、CPI和通貨膨脹率都在一定程度上反映一定時期內的通貨膨脹。通貨膨脹決定消費者花費多少來購買商品和服務，左右著商業經營的成本，極大地破壞著個人或企業的投資，影響著退休人員的生活質量。對通貨膨脹的分析有助于設立勞動合同和制定政府的財政政策。綜上所述，將Z2定義是通貨膨脹影響綜合指標。
（三）線性回歸分析
根據以上主成分關系式將8個宏觀經濟變量降低為兩個綜合指標變量，即宏觀調控影響綜合指標Z1、通貨膨脹影響綜合指標Z2。用Stepwise方法分別對國債0213的到期收益做線性回歸分析。
分別繪制國債與主成分Z1和Z2的散點圖（見圖2、圖3）。
通過觀察圖2和圖3中的散點布局可以判斷，國債0213的到期收益率與宏觀經濟綜合影響指標Z1，通貨膨脹影響綜合指標Z2都有一定的線性關系。
下面我們用逐步回歸方法對國債0213的到期收益率和Z1、Z2兩個指標進行回歸分析，得到結果如下表6所示：
由表6結果可以知道，國債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標Z2線性回歸的負相關系數是0.62073，擬合優度為0.307。
通過表7結果可知，國債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標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結果知道，國債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標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，國債0213的到期收益率與通貨膨脹影響綜合指標正相關。
近年來，由于經濟過熱，物價不斷上漲，通貨膨脹也越來越嚴重。而當期的通貨膨脹率對同期的國債收益率影響較大，國債0213雖是長期國債，由于通貨膨脹率持續上漲，通貨膨脹的期限較長，其到期收益率也受通貨膨脹的影響。因此，在所得到的計量經濟模型中，國債0213的到期收益率又受通貨膨脹影響綜合指標的影響，且影響果顯著。
通貨膨脹的概率范文第4篇
關鍵詞:通貨膨脹;貨幣供應量;經濟增長
中圖分類號:F8文獻標識碼:A文章編號:16723198(2010)01015302
1 引言
隨著國際金融危機的蔓延,從2008年下半年我國經濟出現大幅滑坡,雖然我國政府采取了有力措施,但經濟目前還未進入強勁反彈的道路。從物價來看,2007年4月以來我國居民消費價格總水平不斷攀升,2007年全年CPI指數上漲4.8%,2008年2月CPI指數高達8.7%,創歷史新高。隨后幾個月CPI和PPI大幅回落,已連續數月為負值,截至2009年7月份CPI同比下降1.8% PPI降8.2%。同時貨幣供應量高位趨穩,2009年7月末,廣義貨幣供應量(M2)余額為57.3萬億元,同比增長28.42%,增幅比上年末高10.6個百分點,比上月末低0.03個百分點;狹義貨幣供應量(M1)余額為19.59萬億元,同比增長26.37%,比上月末高1.6個百分點;市場貨幣流通量(M0)余額為3.42萬億元,同比增長11.59%。同時我國對外依存度擴大,內外失衡,虛擬經濟也在不斷膨脹,央行被動投放基礎貨幣。貨幣增長率上升雖然不是通貨膨脹的唯一原因,但有著密切聯系,貨幣供應量的增加迫使總需求的“主動增加”,尤其是促進了資產價格的上漲,然后傳導到食品價格并引起通貨膨脹,劇烈的通貨膨脹就會對宏觀經濟形成極大的沖擊,進而影響到經濟的增長。
2 西方關于貨幣供應量與經濟增長、通貨膨脹的分析
西方經濟學一般認為:貨幣對經濟不發生任何實質性的影響,不影響實際的經濟變量,貨幣就是中性的,不然貨幣就是非中性的。但是西方經濟學家對貨幣中性的理解在程度上也不完全一致。代表性觀點有:(1)古典學派的貨幣中性論主張貨幣經濟只不過是實物相互交換的實物經濟,貨幣僅在商品交換過程中啟到媒介作用,對實際經濟不發生實質性的影響。(2)威克塞爾貨幣非中性論,對古典貨幣數量論的批判中引入了“自然利率”的概念,認為貨幣是影響經濟的重要因素,主要是由于貨幣在資本形成和資本轉移中發揮著重要作用。(3)凱恩斯主義的貨幣非中性論認為,貨幣供應量的變動在短期內影響就業、產出和收入等實質經濟因素,而在長期內則影響價格。把利率作為貨幣與產出的樞紐,通過貨幣政策調節經濟中的貨幣供應量。主張貨幣通過兩個方面影響實際經濟:貨幣市場決定利率,再通過利率影響投資,從而影響總需求,導致總產量和總就業量的變化;貨幣作為一種資產,它與其他金融資產存在替代效應。(4)新古典主義的貨幣中性論認為,宏觀經濟總量的解釋只是建立在單個人的最優化選擇的基礎上的。盧卡斯、薩金特、華萊士等通過新古典主義的基本原理,如市場出清、理性預期和只有實際變量才至關重要等應用于標準的宏觀經濟模型,得出了貨幣中性的結論。聲稱貨幣主義的短期和長期不是特別有用的,真正的區別是預期與未預期到的差別,正是由于理性的經濟當事人能預期到系統的貨幣政策,貨幣對經濟中的實物變量不產生影響,從而回到了貨幣數量論的貨幣中性的觀點。
3 貨幣與經濟關系計量分析
基于以上的理論分析,控制貨幣存量的增長率,使其按照一個或幾個關鍵的經濟變量的變化而同步連續地變化,貨幣當局就能提供一個可為經濟穩定發展的貨幣背景。對此,本文從國內生產總值增長率(名義國民收入增長率)和通貨膨脹率(物價上漲率)與貨幣存量增長率之間關系進行計量分析。下面,我們選擇1978-2008年間的M0供應量增長率和通貨膨脹率、GDP 增長率(年度數據)作為我們實證的數據區間,根據貨幣數量論的相關理論,對我國的貨幣供應政策的穩定性進行計量考察。
(1) GDP 增長率、通貨膨脹率與供應量增長率相關性分析。根據我們所獲得的數據,應用統計計量分析軟件Eviews,得到了M0供應量增長率與GDP 增長率、通貨膨脹率之間的相關系數。可以得出,m0和cpi的相關系數為0328686642237996,m0和gdp的相關系數為035392280266161正如現代貨幣數量論和許多實證所驗證的那樣,我國的貨幣供應量與GDP 增長率、通貨膨脹率具有較強的相關性。貨幣的長期周期性變動與相應的貨幣收入(或國民收入)和價格水平變動之間的關系是比較密切的和穩定的。另外,根據它們之間的點線圖,我們可以得出,M0增長率與GDP 增長率、M0增長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期趨勢,即它們具有長期的一致性。當然,它們之間的因果關系、它們相互之間的變動是否是即期還不明顯,我們將在下文給出分析。但是,有一點可以肯定的是,當經濟波動較大時一定伴隨著貨幣供應量的較大的波動。
(2) M0供應量增長率、GDP 增長率、通貨膨脹率三者之間的因果關系分析。運用Granger 因果關系檢驗,我們可得如下檢驗結果。對于通貨膨脹不是貨幣供應量Granger 原因的原假設,拒絕它而犯第一類錯誤的概率是 0.80471,表明通貨膨脹不是M0 增長率Granger 原因的概率較大,不能拒絕原假設。而第二個檢驗的相伴概率只有 0.01037,表明我們至少可以在95%的置信水平下,認為M0增長率是通貨膨脹的Granger 成因。對于GDP 增長率與M0 增長率之間的Granger 因果關系,我們得不出類似的結論。
(3) M2 供應量增長率、GDP 增長率、通貨膨脹率回歸分析。由上面的相關分析和因果關系分析,我們可以很有理由地運用貨幣供應量的兩因素模型對三者進行回歸分析。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都通過了檢驗,并且整個方程的F 檢驗也是顯著的。這也從另一方面說明了貨幣供應量的增長對于物價水平的波動具有顯著地影響。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
它的回歸系數的t值不顯著,方程也不顯著。這說明,GDP增長率和通貨膨脹率之間沒有顯著的關系。
4 基本結論和政策建議
綜合現代貨幣數量理論和我們上面的計量分析,我們可以得出以下結論:改革開放以來,我國貨幣供應量的增長對經濟的影響是顯著的。同時,貨幣總量的變動是一個相對獨立的過程,而經濟變動受到貨幣變動影響的關系相對來說是很穩定的。因此,當貨幣存量的增長率存在明顯波動時,必然伴隨著經濟增長的波動。1978年以來,我國的貨幣政策在實際運作過程中基本上遵循著現代貨幣數量論的政策主張。然而,由于經濟的大幅度增長,投資的狂熱和相對無序,貨幣當局無法摸清經濟運行的規律而又對經濟形勢過于樂觀,導致了貨幣供應不連續、不平穩、無規律地變動。這種貨幣供應的變動在一定程度上造成我國經濟在八十年代中后期和九十年代中期物價持續上漲和經濟波動。如在1990-1996年間,我國的貨幣供應總量增長率平均都在25%以上,由此直接導致了在九十年代中期我國的泡沫經濟和平均10%以上的通貨膨脹率,給經濟發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%)和民眾對經濟前景的恐慌。同時,由于對經濟發展的長期趨勢缺乏考慮,貨幣政策造成經濟波動的突發性反過來使得貨幣當局在制定和執行貨幣政策時的被動性,從而進一步造成了經濟的不穩定。如1997年以來,我們雖然制止了高通貨膨脹,卻又陷入了持續的通貨緊縮(1998、1999、2000年的物價上漲率分別為-2.6%、-3%、-15%),在某種程度上這不能說不是在治理通貨膨脹時由貨幣政策的突發性造成的,目前的情況也與此類似。對以上分析結論,以及我國當前的實際經濟背景,我們提出以下政策主張:
(1)根據經濟的長期預期增長率來指導貨幣供應政策。由于長期的真實經濟增長率是由實際的勞動力增長率、生產技術的發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行不至于對長期經濟發展沖擊,引起經濟的不穩定,我們就必須使貨幣總量的增長率緊跟真實經濟的長期預期增長率,進行連續、平穩的供應貨幣。穩定的貨幣供應還會使一般公眾建立起對貨幣政策的信任,使貨幣當局的政策在執行時更為有效和及時。
(2)貨幣政策應以穩定物價水平為目標。由于通貨膨脹的心理預期,當貨幣增長引起物價水平上漲后,公眾預期價格將會持續上漲,投資者愿意投資,借款者愿意借款,這樣就使利率不斷上漲,經濟趨于狂熱,結果泡沫經濟和危機就隨之而來;反之,物價下跌后,公眾相反的行為使利率不斷下跌,最后也會使經濟趨于崩潰,并且這種影響過程是逐漸的、長期的。因此,為了消除物價的惡性影響,盯住穩定的物價目標是可取的,而這可以通過貨幣供應量與推動物價漲跌間穩定的關系來達到這個目的,正如我們上文所分析的實證結果那樣。
(3)加強貨幣政策在國家宏觀調控政策中的主導地位。貨幣需求對利率的富有彈性,財政政策對利率的缺乏彈性,使得財政政策相對貨幣政策來說是無效的。
因為財政政策只是對現存的貨幣總量進行再分配和使用,它排擠了“私人”投資而轉為“政府”投資,這種投資的“乘數”效應會大大降低。而根據長期的真實經濟增長率所確定的貨幣政策,當它與財政政策共同實施時,可產生繁榮的經濟增長,這已有許多發達國家歷史經驗所證實。
參考文獻
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[7]夏斌,廖強.貨幣供應量已不宜作為當前我國貨幣政策的中介目標[J].經濟研究,2001,(8):3343.
通貨膨脹的概率范文第5篇
隨著國際金融危機的蔓延,從2008年下半年我國經濟出現大幅滑坡,雖然我國政府采取了有力措施,但經濟目前還未進入強勁反彈的道路。從物價來看,2007年4月以來我國居民消費價格總水平不斷攀升,2007年全年CPI指數上漲4.8%,2008年2月CPI指數高達8.7%,創歷史新高。隨后幾個月CPI和PPI大幅回落,已連續數月為負值,截至2009年7月份CPI同比下降1.8%PPI降8.2%。同時貨幣供應量高位趨穩,2009年7月末,廣義貨幣供應量(M2)余額為57.3萬億元,同比增長28.42%,增幅比上年末高10.6個百分點,比上月末低0.03個百分點;狹義貨幣供應量(M1)余額為19.59萬億元,同比增長26.37%,比上月末高1.6個百分點;市場貨幣流通量(M0)余額為3.42萬億元,同比增長11.59%。同時我國對外依存度擴大,內外失衡,虛擬經濟也在不斷膨脹,央行被動投放基礎貨幣。貨幣增長率上升雖然不是通貨膨脹的唯一原因,但有著密切聯系,貨幣供應量的增加迫使總需求的“主動增加”,尤其是促進了資產價格的上漲,然后傳導到食品價格并引起通貨膨脹,劇烈的通貨膨脹就會對宏觀經濟形成極大的沖擊,進而影響到經濟的增長。
2西方關于貨幣供應量與經濟增長、通貨膨脹的分析
西方經濟學一般認為:貨幣對經濟不發生任何實質性的影響,不影響實際的經濟變量,貨幣就是中性的,不然貨幣就是非中性的。但是西方經濟學家對貨幣中性的理解在程度上也不完全一致。代表性觀點有:(1)古典學派的貨幣中性論主張貨幣經濟只不過是實物相互交換的實物經濟,貨幣僅在商品交換過程中啟到媒介作用,對實際經濟不發生實質性的影響。(2)威克塞爾貨幣非中性論,對古典貨幣數量論的批判中引入了“自然利率”的概念,認為貨幣是影響經濟的重要因素,主要是由于貨幣在資本形成和資本轉移中發揮著重要作用。(3)凱恩斯主義的貨幣非中性論認為,貨幣供應量的變動在短期內影響就業、產出和收入等實質經濟因素,而在長期內則影響價格。把利率作為貨幣與產出的樞紐,通過貨幣政策調節經濟中的貨幣供應量。主張貨幣通過兩個方面影響實際經濟:貨幣市場決定利率,再通過利率影響投資,從而影響總需求,導致總產量和總就業量的變化;貨幣作為一種資產,它與其他金融資產存在替代效應。(4)新古典主義的貨幣中性論認為,宏觀經濟總量的解釋只是建立在單個人的最優化選擇的基礎上的。盧卡斯、薩金特、華萊士等通過新古典主義的基本原理,如市場出清、理性預期和只有實際變量才至關重要等應用于標準的宏觀經濟模型,得出了貨幣中性的結論。聲稱貨幣主義的短期和長期不是特別有用的,真正的區別是預期與未預期到的差別,正是由于理性的經濟當事人能預期到系統的貨幣政策,貨幣對經濟中的實物變量不產生影響,從而回到了貨幣數量論的貨幣中性的觀點。
3貨幣與經濟關系計量分析
基于以上的理論分析,控制貨幣存量的增長率,使其按照一個或幾個關鍵的經濟變量的變化而同步連續地變化,貨幣當局就能提供一個可為經濟穩定發展的貨幣背景。對此,本文從國內生產總值增長率(名義國民收入增長率)和通貨膨脹率(物價上漲率)與貨幣存量增長率之間關系進行計量分析。下面,我們選擇1978-2008年間的M0供應量增長率和通貨膨脹率、GDP增長率(年度數據)作為我們實證的數據區間,根據貨幣數量論的相關理論,對我國的貨幣供應政策的穩定性進行計量考察。
(1)GDP增長率、通貨膨脹率與供應量增長率相關性分析。根據我們所獲得的數據,應用統計計量分析軟件Eviews,得到了M0供應量增長率與GDP增長率、通貨膨脹率之間的相關系數。可以得出,m0和cpi的相關系數為0328686642237996,m0和gdp的相關系數為035392280266161正如現代貨幣數量論和許多實證所驗證的那樣,我國的貨幣供應量與GDP增長率、通貨膨脹率具有較強的相關性。貨幣的長期周期性變動與相應的貨幣收入(或國民收入)和價格水平變動之間的關系是比較密切的和穩定的。另外,根據它們之間的點線圖,我們可以得出,M0增長率與GDP增長率、M0增長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期趨勢,即它們具有長期的一致性。當然,它們之間的因果關系、它們相互之間的變動是否是即期還不明顯,我們將在下文給出分析。但是,有一點可以肯定的是,當經濟波動較大時一定伴隨著貨幣供應量的較大的波動。
(2)M0供應量增長率、GDP增長率、通貨膨脹率三者之間的因果關系分析。運用Granger因果關系檢驗,我們可得如下檢驗結果。對于通貨膨脹不是貨幣供應量Granger原因的原假設,拒絕它而犯第一類錯誤的概率是0.80471,表明通貨膨脹不是M0增長率Granger原因的概率較大,不能拒絕原假設。而第二個檢驗的相伴概率只有0.01037,表明我們至少可以在95%的置信水平下,認為M0增長率是通貨膨脹的Granger成因。對于GDP增長率與M0增長率之間的Granger因果關系,我們得不出類似的結論。
(3)M2供應量增長率、GDP增長率、通貨膨脹率回歸分析。由上面的相關分析和因果關系分析,我們可以很有理由地運用貨幣供應量的兩因素模型對三者進行回歸分析。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都通過了檢驗,并且整個方程的F檢驗也是顯著的。這也從另一方面說明了貨幣供應量的增長對于物價水平的波動具有顯著地影響。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
它的回歸系數的t值不顯著,方程也不顯著。這說明,GDP增長率和通貨膨脹率之間沒有顯著的關系。
4基本結論和政策建議
綜合現代貨幣數量理論和我們上面的計量分析,我們可以得出以下結論:改革開放以來,我國貨幣供應量的增長對經濟的影響是顯著的。同時,貨幣總量的變動是一個相對獨立的過程,而經濟變動受到貨幣變動影響的關系相對來說是很穩定的。因此,當貨幣存量的增長率存在明顯波動時,必然伴隨著經濟增長的波動。1978年以來,我國的貨幣政策在實際運作過程中基本上遵循著現代貨幣數量論的政策主張。然而,由于經濟的大幅度增長,投資的狂熱和相對無序,貨幣當局無法摸清經濟運行的規律而又對經濟形勢過于樂觀,導致了貨幣供應不連續、不平穩、無規律地變動。這種貨幣供應的變動在一定程度上造成我國經濟在八十年代中后期和九十年代中期物價持續上漲和經濟波動。如在1990-1996年間,我國的貨幣供應總量增長率平均都在25%以上,由此直接導致了在九十年代中期我國的泡沫經濟和平均10%以上的通貨膨脹率,給經濟發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%)和民眾對經濟前景的恐慌。同時,由于對經濟發展的長期趨勢缺乏考慮,貨幣政策造成經濟波動的突發性反過來使得貨幣當局在制定和執行貨幣政策時的被動性,從而進一步造成了經濟的不穩定。如1997年以來,我們雖然制止了高通貨膨脹,卻又陷入了持續的通貨緊縮(1998、1999、2000年的物價上漲率分別為-2.6%、-3%、-15%),在某種程度上這不能說不是在治理通貨膨脹時由貨幣政策的突發性造成的,目前的情況也與此類似。對以上分析結論,以及我國當前的實際經濟背景,我們提出以下政策主張:
(1)根據經濟的長期預期增長率來指導貨幣供應政策。由于長期的真實經濟增長率是由實際的勞動力增長率、生產技術的發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行不至于對長期經濟發展沖擊,引起經濟的不穩定,我們就必須使貨幣總量的增長率緊跟真實經濟的長期預期增長率,進行連續、平穩的供應貨幣。穩定的貨幣供應還會使一般公眾建立起對貨幣政策的信任,使貨幣當局的政策在執行時更為有效和及時。
(2)貨幣政策應以穩定物價水平為目標。由于通貨膨脹的心理預期,當貨幣增長引起物價水平上漲后,公眾預期價格將會持續上漲,投資者愿意投資,借款者愿意借款,這樣就使利率不斷上漲,經濟趨于狂熱,結果泡沫經濟和危機就隨之而來;反之,物價下跌后,公眾相反的行為使利率不斷下跌,最后也會使經濟趨于崩潰,并且這種影響過程是逐漸的、長期的。因此,為了消除物價的惡性影響,盯住穩定的物價目標是可取的,而這可以通過貨幣供應量與推動物價漲跌間穩定的關系來達到這個目的,正如我們上文所分析的實證結果那樣。
