1、通貨膨脹影響因素分析摘要： 通貨膨脹是宏觀經濟的一個重要組成部分， 也是當代國家經濟發展的一個關鍵問題。 西 方經濟學中對通貨膨脹定義： “通貨膨脹是價格持續上漲的一種過程，或者從同等意義上說， 是貨幣不斷貶值的一種過程。 ”我們可以看出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，而不是個別商品價格的上揚。對于通脹的定義還有很多，但都是大同小異。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

2、 低儲蓄的數量和效率；通貨膨脹減少投資；通貨膨脹嚴重損害供給；通貨膨脹導致貿易逆差。 我們要積極制止通脹的形成，因此有必要對通脹的成因進行一系列的分析。關鍵詞： 通貨膨脹 影響因素 實證分析 模型 計量經濟學 檢驗 修正 一、文獻綜述（一）通貨膨脹的定義及分類 通貨膨脹是指在紙幣流通條件下，因貨幣供給大于實際貨幣需求，也即顯示購買力大于 產出供給，導致貨幣貶值，而引起一段時間內物價持續而普遍地上漲現象。其實質是社會總 需求大于社會總供給。通貨膨脹劃分為以下幾種類型：1. 低通貨膨脹。低通貨膨脹的特點是，價格上漲緩慢且可以預測。我們或許可以將其定 義為年通貨膨脹率為 1 位數的通貨膨脹。 此時的

3、物價相對來說比較穩定， 人們對貨幣比較信 任。2. 急劇通貨膨脹。當總價格水平以每年 20%， 100%甚至 200%的 2 位數或 3 位數的比率上 漲時，即產生了這種通貨膨脹。這種通貨膨脹局面一旦形成并穩固下來，便會出現嚴重的經 濟扭曲。3. 惡性通貨膨脹。最惡性的通貨膨脹，貨幣幾乎無固定價值，物價時刻在增長，其災難 性的影響是市場經濟變得一無是處。（二）通貨膨脹程度的衡量指標1. GDP 平減指數GDP 平減指數是按當年價格計算的國民生產總值對按固定價格計算的基期年國民生產總 值的比率。它的統計范圍包括一切產品和勞務，也包括進出口商品，所以它能反應社會總物 價水平的趨勢，不少經濟學家認為

4、它最適合衡量通貨膨脹。但由于其統計上的難度，通常只 能一年公布一次，因此常被用于長期物價水平的衡量。2. 消費價格指數（ CPI ） 消費價格指數是反映一定時期內城鄉居民所購買的生活消費品價格和服務項目價格變動 趨勢和程度的相對數，是對城市居民消費價格指數和農村居民消費價格指數進行綜合匯總計 算的結果。該指標的優點是資料容易收集，能夠直觀反映消費者的價格負擔，可以逐月公布， 可以較快地反映價格趨勢。因此，許多國家直接把 CPI 的上漲幅度等同于通貨膨脹率。3. 生產價格指數（ PPI） 生產價格指數，在我國即為工業品出廠價格指數，是反映一定時期內全部工業產品出廠 價格總水平的變動趨勢和程度的相

5、對數，包括工業企業售給本企業以外所有單位的各種產品 和直接售給居民用于生活消費的產品。因此，該指數也常被用來測度通貨膨脹。基于 CPI數據方便搜集和該數據本身所擁有的代表意義， 本文選取 CPI 作為測度通貨膨 脹的指標。（二）通貨膨脹的主要影響因素1、固定資產投資總額。我國當前的總需求增長較快，主要是由投資拉動的，而其中政府 主導的投資拉動作用最明顯。我國固定資產膨脹主要又表現為一般加工工業投資增長過快， 這就造成投資結構向加工工業和非生產性建設傾斜，造成能源、原材料的供應和交通運輸極 度緊張，增加物價上漲的壓力。2、經濟增長 （GDP）。經濟的增長也會導致通貨膨脹， 經濟增長了對貨幣的需求

6、就會增加， 貨幣的供給也會相應的增加，所以會給通脹埋下一定的隱患。3、貨幣發行量（ M2）。為了拉動內需，國家有時會采取適度的貨幣擴張政策，貨幣超量 供應會使市場購買力大增，此時，如果供應量不能滿足增加的需求量，市場只有漲價，這是 由價值規律決定的。4、外匯儲備。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 可能引起通貨膨脹。5、上一期的零售物價指數。人們往往會根據上一期的物價指數來制定自己當期的消費計 劃，而且由于物價指數本身存在一定的滯后性，所以它會對該期的通脹造成一定的影響。二、模型的建立通貨膨脹程度模型的時間序列表 (1992-2010)年份RPII(-1)GDP(

7、-1)M(-1)F(-1)RPI(-1)1992112.814860.31961.12299.96127.081110.721993114.515301.821230.422676.94169.861112.811994117.715957.411430.113193.57189.012114.521995128.117206.731832.914442.88182.21117.721996135.818989.122543.215198.9126.441128.111997145.7110201.413210.626720.9120.721135.811998172.7111954.5237

8、91.718330.9129.232145.721999203.4114922.314753.82100099.6133.721172.722000207.7116917.814410.4211949.6255.52203.412001213.7118598.414517.115293.42110.931207.7212002225.2121662.515594.5119349.92217.122213.712003254.9226651.928080.1225402.22194.433225.222004310.2134560.5213072.3134879.81211.992254.912

9、005356.1246670317042.1146923.51516.21310.222006377.8257494.9220019.3160750.51735.972356.112007380.8166850.5122913.5176094.921050.291377.822008370.9373142.7124941.1190995.331398.91380.812009359.8276967.2228406.21104498.511449.63370.922010354.4180579.4129854.71119897.921546.752359.81(一)模型初步提出 由于固定資產投資

10、、國內生產總值、國內貨幣發行量和外匯儲備這四個因素對物價的影 響具有明顯的滯后性，因此模型分析時均采用滯后一期的數據。假設采用模型： Y= 1+ 2X2+3X3+4X4+ 5X5+6X6+其中， Y 表示商品零售物價指數 RPI， X2 表示固定資產投資總額， X3表示國名生產總值 GDP，X4 表示國內貨幣發行量 M2， X5表示我國外匯儲備， X6 表示上一期物價指數， 表示隨機擾動項。我們通過對該模型的回歸分析， 可以得出各個變量與我國通貨膨脹程度的變動關系。（二）模型的擬合檢驗用 Eviews 計量經濟學分析軟件 我們可以得到如下回歸分析結果：Dependent Variable: Y

11、Method: Least SquaresDate: 06/16/14 Time: 07:05Sample: 1992 2010Included observations: 191、多重共線性檢驗YX2 X3 X4 X5 X6VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C10.022408.3382851.2019740.2508X22.86E-052.05E-051.3960760.1861X30.0057520.0012944.4440840.0007X48.25E-058.69E-050.9498400.3595X5-0.1119840.01

12、4623-7.6579570.0000X60.9306750.06858813.569140.0000R-squared0.996214Mean dependent var239.0763Adjusted R-squared0.994757S.D. dependent var102.4683AkaikeinfoS.E. of regression7.419266 criterion7.098127Sum squared resid715.5917Schwarz criterion7.396371Hannan-QuinnLog likelihood-61.43220 criter.7.14860

13、1F-statistic684.0877Durbin-Watson stat1.951188Prob(F-statistic)0.000000Y1.0000000.5015030.9289750.7818140.8213250.984678X20.5015031.0000000.4067960.2674880.2942310.438117X30.9289750.4067961.0000000.8605590.9642690.960296X40.7818140.2674880.8605591.0000000.8411070.808138X50.8213250.2942310.9642690.84

14、11071.0000000.893245X60.9846780.4381170.9602960.8081380.8932451.0000001）由相關系數矩陣可以看出，各解釋變量之間的相關系數較高。具體來說，回歸分析中，X2即固定資產投資總額與 X4 即貨幣發行量變量的參數 t 不顯著， 應予以剔除。因此模型中確實存在嚴重的多重共線性。2）修正多重共線性剔除 X2即固定資產投資總額與 X4 即貨幣發行量后的模型為：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 6/7/14 Time: 18:45VariableCoefficientStd. t

15、-StatistProb.ErroricC10.367868.3802631.2371760.2350X30.0065860.0011965.5061130.0001X5-0.119160.013823-8.6206500.00005X60.9246550.06933713.335580.0000R-squared0.995487Mean dependent239.063var2Adjusted0.994585S.D. dependent102.464R-squaredvar7Sample(adjusted): 1992 2000Included observations: 19 after

16、adjusting endpointsS.E. of7.540162 Akaike info7.06302regression criterion 8Sum squared resid 852.8107Schwarz 7.26185criterion8Log likelihood-63.0987F-statistic1102.9977Durbin-Watson2.2013550.00000stat Prob(F-statistic) 0回歸方程為： Y=10.36786+0.006586 X 3+-0.119165 X 5+0.924655 X 6+ui(1.237176) (5.506113

17、) (-8.620650) (13.33558)R2=0.995487 Adjusted R-squared=0.994585 F=1102.9972、相關性檢驗 從估計的結果可以看出，模型擬合較好，可決系數R2=0.995487，表明模型在整體上擬合比較好。3、顯著性檢驗(1) 對于 3，t 統計量為 5.506113。給定 =0.05，查t 分布表，在自由度為 n-4=15 下，得臨界值 t 0.025(15)=2.131 。因為 t>t 0.025(15) ，所以拒絕原假設 H0: 3=0，表明國民 生產總值對商品零售物價有顯著影響。(2) 對于 5，t 統計量為-8.620650

18、 。給定 =0.05，查t 分布表，在自由度為 n-4=15 下，得臨界值 -t 0.025(15)=-2.131 。因為 t<-t 0.025 (15) ，所以拒絕原假設 H0: 5=0，表明 外匯儲備對商品零售物價有顯著影響。(3) 對于 6，t 統計量為 13.33558。給定 =0.05，查t 分布表，在自由度為 n-4=15 下，得臨界值 t 0.025(15)=2.131 。因為t>t 0.025(15) ，所以拒絕原假設 H0: 6=0，表明上一 期商品零售物價物價對下一期物價有顯著影響。(4) 對于 F=1102.997>F(3,15)=3.29( 顯著性水平

19、為 0.05) ，表明模型從整體上看商品 零售物價指數與各解釋變量之間線性關系顯著。4、異方差檢驗利用 ARCH檢驗，得如下結果：ARCH Test:F-statistic1.200968Probability0.351187Obs*R-squared3.694600Probability0.296386Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 6/7/14 Time: 18:58Sample(adjusted):1994 2009Included observations: 16 after adju

20、sting endpointsVariableCoefficiStd. t-StatistProb.entError icC225.7978166.8735 1.3531070.2010RESID2(-1)0.4655080.280685 1.6584710.1231RESID2(-2)-0.429110.288723 -1.4862400.16302RESID2(-3)0.2255860.280335 0.8047040.4366R-squared0.230912Mean dependent301.984var2Adjusted0.038641S.D. dependent474.067R-s

21、quaredvar1S.E. of464.8178Akaike info15.3334regressioncriterion9Sum squared resid 2592667.Schwarz15.5266criterion398Durbin-Watson1.9967760.35118statProb(F-statistic)7Log likelihood-118.667 F-statistic1.20096由上表， Obs*R-squared=3.6946 ，給定 =0.95 自由度 P=4，查表得臨界值 0.710721 ； 給定 =0.05 自由度 P=3,查表得臨界值 9.48773

22、；而 0.710721<3.6946<9.48773 ，所以接受原 假設，模型隨機誤差項不存在異方差。5、序列相關檢驗( 1) DW=2.201355給, 定顯著性水平 =0.05, 查 Durbin Watson 表，n=19,k=3, 得下限 臨界值 dl=0.967，du=1.685，而 DW=2.201355>d u=1.685 且 DW<4-d u，根據判斷區域知，這時 隨機誤差項不存在自相關性。6、因果關系檢驗Pairwise Granger Causality TestsDate: 6/7/14 Time: 19:14Sample: 1992 2010La

23、gs: 2Null Hypothesis:ObsF-Statist icProbabili tyX3 does not Granger Cause Y174.045140.17207Y does not Granger Cause X33.436480.12940由該檢驗結果表明，在 =0.05 的水平下，F(2,17)=3.24 ，而F= 4.04514> F(2,19)= 3.24， 所以拒絕原假設，認為國民生產總值變量對商品零售物價有顯著性影響；F=3.43648<F(2,17)=3.24, 所以接受原假設，認為商品零售物價也會影響 GDP。、總結分析由以上回歸數據以及相關檢驗，我們得出了各個變量與我國商品零售物價水平的變