通貨膨脹的概率精選(九篇)

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第1篇：通貨膨脹的概率范文

關(guān)鍵詞：SV-MT模型 通貨膨脹 不確定性

通貨膨脹是宏觀經(jīng)濟學(xué)中一個非常重要的問題，它關(guān)系到一個國家的經(jīng)濟穩(wěn)定、社會穩(wěn)定以及人民生活福利水平。嚴重的通貨膨脹不僅僅會阻礙經(jīng)濟的發(fā)展，而其還有可能引起社會政治危機。中國經(jīng)濟體制改革以來，平均年通貨膨脹率不到10%，較之其他發(fā)展中國家、獨聯(lián)體諸國和東歐國家，通貨膨脹率不算高。但中國改革開放以來的通貨膨脹率變化很大，既經(jīng)歷過年通貨膨脹率達到20%以上的嚴重通貨膨脹，也經(jīng)歷過輕微的通貨緊縮，通貨膨脹動態(tài)路徑轉(zhuǎn)換頻繁，不確定性程度很強，對經(jīng)濟的危害并不低。較低的平均通貨膨脹率和較高的通貨膨脹變動相結(jié)合，是當(dāng)前中國通貨膨脹的一大特征，因此加強對不確定性的研究，不僅僅只是實踐的需要，也是通貨膨脹理論和其他經(jīng)濟理論發(fā)展的要求。

國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)對通貨膨脹水平與不確定性的關(guān)系進行了大量的研究。Okun（1971）首先提出了高通貨膨脹導(dǎo)致高通貨膨脹不確定性。Friedman（1976）的研究指出通貨膨脹不確定性的發(fā)生常常產(chǎn)生于公眾通貨膨脹預(yù)期上的錯誤，當(dāng)公眾預(yù)期的通貨膨脹與實際的通貨膨脹相差很多時，通貨膨脹不確定性就產(chǎn)生了，且通貨膨脹與通貨膨脹不確定性存在正向的聯(lián)系。Foster E（1978）采用樣本方差或均方通脹率代表波動性指標(biāo)，研究結(jié)果均表明通脹均值和波動性之間存在較強的正相關(guān)性。

隨著經(jīng)濟計量技術(shù)的發(fā)展，Engle利用條件異方差模型（ARCH）對英國和美國通貨膨脹的易變性進行了實證研究，估計出非預(yù)期通脹的方差序列。Kontonikas、Wilson（2006）、Guglielmo和Alex Andros等利用GARCH類模型對通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系進行了研究。在GARCH 模型的框架下，一步向前的條件方差代表不可預(yù)測的通脹新息的波動性，它是事先的方差而不是像移動平均標(biāo)準差那樣的事后方差，因此，能夠更好地反映通貨膨脹不確定性。然而，在GARCH 類模型中令波動的條件方差服從一個確定的自回歸過程，因此，波動的改變即是一個已知過程，這與不確定性的概念不符。與GARCH 類模型不同，隨機波動（SV）模型令條件方差包含某些隨機過程的不可見成分，因此，波動的改變是隨機變化的，這種隨機沖擊的性質(zhì)與程度也是影響通脹調(diào)整的重要因素。相對于GARCH 模型，Danielsson等的研究認為SV類模型在實證檢驗中優(yōu)于GARCH 類模型，SV類模型能更好的刻畫通貨膨脹水平與不確定性的時變特征。

理論模型及參數(shù)估計

（一）理論模型

在時間序列波動研究文獻中，SV模型是一類隨機微分方程的離散化表示，其波動性不僅與以往的波動情況相關(guān)，還依賴于當(dāng)前的信息項，通過對未觀測隨機過程建模顯示其靈活性。與基本的SV模型相比，SV-t模型是一種厚尾SV模型，具有捕捉實際時間序列的尖峰后尾的能力，其對時間序列波動的描述能力更強。

設(shè)時間序列通貨膨脹水平rt，根據(jù)通貨膨脹水平的波動性，假定rt服從分布：rt～N（0，σt2），其中σt2是rt基于t-1時刻已有信息的條件方差，由此可以得到SV-t模型：

（1）

其中：殘差項εt和ηt互不相關(guān)；為持續(xù)性參數(shù)，反映了當(dāng)前波動對未來波動的影響，

在SV-t 模型的基礎(chǔ)上，為刻畫通貨膨脹波動與預(yù)期觀測值的相關(guān)關(guān)系，可以在均值方程中引入波動項作為均值回復(fù)的一個影響因素，以考察條件分布對預(yù)期通貨膨脹與不確定性之間關(guān)系的影響，由此得到SV-MT模型：

（2）

其中，d exp（ht）為模型的預(yù)期觀測值，d為風(fēng)險溢出系數(shù)，它用來度量波動對預(yù)期觀測變量的影響，若d>0，表示波動和預(yù)期觀測變量具有正向相關(guān)關(guān)系，d值的大小表示波動變動一個單位時對預(yù)期觀測變量的影響程度。

（二）參數(shù)估計

根據(jù)式（2）可得ht的條件分布為：ht |μ，φ，ht-1～NID（μ+φ（ht-1-μ），1/τ）；對于給定的ht和d值有：rt |ht，d～t（d exp（ht），exp（ht），υ），t=1，2，…，n。由此可得到rt的條件概率分布函數(shù)：

由以上可得到SV-MT模型的似然函數(shù)：

（2）

SV-MT的參數(shù)估計采用基于MCMC（Markov Chain Monte Carlo）的貝葉斯估計方法。MCMC方法將隨機過程中的馬爾可夫過程引入到Monte Carlo模擬中，建立馬爾可夫鏈，實現(xiàn)動態(tài)模擬，構(gòu)造平穩(wěn)分布的樣本，并使它的平穩(wěn)分布和后驗分布相同，當(dāng)馬爾可夫鏈收斂時，模擬值可以看作是從后驗分布中抽取的樣本。定義SV-MT模型中的待估參數(shù)為h=（μ，φ，τ，d，υ）′，通貨膨脹水平R=（r1，r2，…rn）′，不可觀測的潛在對數(shù)波動率記為：Q=（q1，q2，…qn）′，則模型的條件似然函數(shù)可以寫成 ：

待估參數(shù)h和不可觀測量的聯(lián)合先驗概率可以表示為：

根據(jù)貝葉斯定理，h和q的聯(lián)合后驗概率密度正比于其先驗概率和條件似然函數(shù)的乘積：

由先驗分布及似然函數(shù)，便可得到參數(shù)的后驗條件分布。μ的后驗條件分布如下：

（3）

類似地可以得到參數(shù)φ、τ、υ、d的后驗條件分布如下：

（4）

（5）

（6）

（7）

根據(jù)MCMC參數(shù)估計的基本原理可知，平穩(wěn)分布與初始分布無關(guān)，Markov鏈在經(jīng)過足夠多的次數(shù)迭代后，若各個時刻狀態(tài)的邊際分布都是平穩(wěn)分布，則認為該Markov鏈為收斂的，因此，參數(shù)的后驗分布不會隨著參數(shù)的先驗分布發(fā)生顯著變化，由此我們參照Kim等的經(jīng)驗選取以下分布作為先驗分布：

實證研究

（一）數(shù)據(jù)來源及統(tǒng)計特征分析

數(shù)據(jù)來源。下面的檢驗中本文使用的通貨膨脹率水平（r） 是采用我國消費物價指數(shù)（CPI）的對數(shù)一階差分形式表示。本文使用1990年1月至2011年9月間的月度數(shù)據(jù)，差分后的樣本共 260個。樣本自1990年始是因為我們無法獲得更早年份的月度統(tǒng)計資料，而且從20世紀80年代商品價格才開始逐步放開，此前嚴格受國家計劃控制。數(shù)據(jù)來源是國家統(tǒng)計局網(wǎng)站以及《中國統(tǒng)計月報》。

數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特征分析。從圖1可以發(fā)現(xiàn)，上世紀90年代以來，我國的價格水平波動十分明顯，經(jīng)濟經(jīng)歷數(shù)次通脹、緊縮以及兩者的相互轉(zhuǎn)換，通貨膨脹過程在不同階段的行為特征差別明顯，其動態(tài)經(jīng)歷了高漲-溫和膨脹-緊縮-再度溫和膨脹-緊縮-再度溫和膨脹的過程。即有0.277的高通貨膨脹時期，也有了-0.0181的低通貨緊縮時期。同時，從圖1中，我們也可以看到，從1992 年下半年至1995年初是高通脹階段，其中1994年的年度通脹率超過25 %，為建國以來最高水平。這次物價上漲同樣源于貨幣的過度供給，糧價改革以及能源價格的提高也是物價上漲的直接誘導(dǎo)因素。價格改革和調(diào)整盡管導(dǎo)致了高通脹，然而從這一階段開始價格的市場形成機制得以確立（易綱，1996）。1998-2002年中國出現(xiàn)了長達5年的通貨緊縮，價格水平一直處于0附近，這一階段同1995年前通脹水平較高且波動劇烈的特點形成鮮明對比。又從2002年底到2008年基本保持在溫和的通貨膨脹水平，并在2008年達到了高峰。到了2009年出現(xiàn)了短暫的通貨緊縮，我國新一輪的通貨膨脹自2010年初啟動，到我們的觀察期結(jié)束CPI還一路攀升，后期CPI的變化還有待觀察。最后，我們可以觀察到，整體上的通貨膨脹率變化體現(xiàn)出異方差性，通貨膨脹階段價格變化的波動程度較大而通貨緊縮階段價格的波動程度已經(jīng)明顯降低。

建立分析模型之前，我們先簡要考察要檢驗的數(shù)據(jù)序列的基本統(tǒng)計特征。用EVIEWS6.0軟件對通脹率r進行統(tǒng)計分析，表1給出了通脹率r序列的描述性統(tǒng)計量。結(jié)合數(shù)據(jù)的偏度和峰度值容易看出，通脹率r具有左偏厚尾特征，并且它的J- B檢驗統(tǒng)計量也都在1%的顯著性水平下拒絕了數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布的原假設(shè)，說明通脹率在少數(shù)月份中出現(xiàn)了異常值。為了檢驗通脹率r的異方差特征，針對樣本均值的偏差序列以及其平方序列分別計算了Ljung-Box統(tǒng)計量Q（k），容易看出，均值偏差序列和偏差平方序列均具有高階自相關(guān)性，并且LM統(tǒng)計量說明偏差序列顯著存在ARCH效應(yīng)即具有異方差特征。ADF檢驗用來判別序列的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果表明，通脹率r不存在單位根，即序列是平穩(wěn)的，因此，保證只含有時變的隨機擾動項。

（二）模型參數(shù)估計及收斂性檢驗

模型的參數(shù)估計?？紤]到通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系具有時變性特征，將基礎(chǔ)SV模型拓展為SV- MT模型。為了估計SV- MT模型的參數(shù)，我們采用貝葉斯估計，MCMC的Gibbs抽樣次數(shù)為50000次，由于Markov鏈收斂前的一段時間的迭代中，各狀態(tài)的邊際分布還不能認為是平穩(wěn)的，因而選擇“燃燒”舍去前25000個抽樣值，在此基礎(chǔ)上在進行25000次迭代作為各參數(shù)的穩(wěn)定分布抽樣，記錄下的樣本結(jié)果作為參數(shù)估計的Monte Carlo試驗數(shù)據(jù)。根據(jù)Markov鏈在平穩(wěn)狀態(tài)下的Monte Carlo抽樣數(shù)據(jù)，圖2是模型參數(shù)的后驗分布核密度估計圖，表2是各參數(shù)的估計值。

由圖2可以看出，模型參數(shù)φ和υ的后驗分布具有偏態(tài)特征，其他參數(shù)的后驗分布都具有對稱性。這主要是由于參數(shù)φ和υ的Monte Carlo抽樣數(shù)據(jù)中，一側(cè)的極端值出現(xiàn)的概率較大，使后驗分布呈現(xiàn)出偏態(tài)特征。綜合各個參數(shù)的后驗分布核密度圖，對利用MCMC方法抽樣得到的Monte Carlo 樣本進行進一步的分析，可以得到模型參數(shù)的貝葉斯估計值以及相應(yīng)的分位區(qū)間估計。由表2可以看出，波動方程的自回歸參數(shù)φ的貝葉斯后驗均值為0. 982， 表示通貨膨脹的不確定具有較強的持續(xù)性特征，類似于金融收益率波動的持續(xù)性過程，風(fēng)險溢出系數(shù)d的貝葉斯后驗均值為5.978，由于d可以用來度量波動對預(yù)期觀測變量的影響，值為正則說明通脹不確定性對通脹水平具有正向影響。

模型的收斂性檢驗。采用MCMC 估計，參數(shù)估計值序列的收斂性診斷異常重要，如果一個參數(shù)估計值序列不收斂，那就意味著它不會圍繞一個值來波動，方差將會很大，也就是等價于一個回歸模型中的回歸參數(shù)的t值非常小，從而無法通過統(tǒng)計檢驗?；诖?，我們要對模型進行收斂性診斷。

首先，由表2可以看到，各個參數(shù)的MC誤差遠小于標(biāo)準差，我們可以得到一個初步的結(jié)論，參數(shù)的估計趨于收斂。為了進一步證實我們的判斷，我們這里采用更為精確的方法G-R（Gelman-Rubin）收斂性診斷方法。Gelman-Rubin診斷方法以正態(tài)理論逼近為基礎(chǔ)，最終得到一個判斷收斂性的診斷統(tǒng)計量R，一般來說，>1，當(dāng)Markov 鏈趨于收斂時，應(yīng)趨近于1。表2已經(jīng)給出了G- R檢驗統(tǒng)計量，可以看出各個變量的G- R檢驗統(tǒng)計量均在1.0-1.1之間，因此，可以認為模型各個參數(shù)的樣本分布已經(jīng)收斂到其后驗分布，即采用MCMC穩(wěn)態(tài)模擬估計模型參數(shù)是有效的。

（三）通貨膨脹及其不確定水平的動態(tài)分析

為了進一步研究通貨膨脹水平與不確定的動態(tài)關(guān)系，接下來我們將繪制出通貨膨脹率與不確定相互作用的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。

從圖3可以看出，給通貨膨脹不確定性一個正的沖擊，通脹水平在第2期達到最大值，即r對h的相應(yīng)值為0.0076，然而這種沖擊作用不具有可持續(xù)性，在第8期之后幾乎為0；反過來，通脹水平的變化對其不確定的影響基本接近于0，說明h對r沖擊影響不顯著。這與我們前面有SV-MT模型得出的結(jié)論相一致，這些經(jīng)驗結(jié)論表明：劇烈的通貨膨脹不確定性會推動通貨膨脹上升，反之則沒有相應(yīng)的證據(jù)支撐。

結(jié)論

本文針對我國通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系具有時變性特征，建立SV- MT模型來刻畫我國的通脹不確定性動態(tài)特征，運用MCMC方法對我國1990年1月至2011年9月的通脹水平和不確定性的動態(tài)關(guān)系進行實證分析。結(jié)果表明：SV- MT模型能很好的刻畫我國的通脹不確定性動態(tài)特征，我國通貨膨脹不確定性具有明顯的持續(xù)性特征，通貨膨脹不確定性對通脹水平具有正向影響作用，同時也說明了我國目前的宏觀經(jīng)濟政策框架中含有相機抉擇的成分因素。由于在存在通貨膨脹粘性的條件下，有約束的相機抉擇貨幣政策下通貨膨脹波動低于完全相機抉擇下的波動，因此從長期來看，貨幣政策應(yīng)給予通貨膨脹目標(biāo)更大的權(quán)重，從而在通貨膨脹粘性的條件下，減少社會福利損失。

另外，在SV-MT模型中，我們均假定均值方程和波動方程的擾動項εt與ηt是相互獨立的，沒有考慮兩個擾動項之間的相關(guān)關(guān)系，在接下來的研究中，我們可以把這種假定放開到更一般的情況，用兩個擾動項之間相關(guān)關(guān)系來說明利空（觀測值為負）或利好（觀測值為正）消息對波動影響的非對稱性，即在SV-MT模型的基礎(chǔ)上考慮這種波動對正向沖擊和反向沖擊的影響，這樣才能更好的描述通貨膨脹不確定性的動態(tài)特征。

參考文獻：

1.Okun， A.The Mirage of Steady Inflation[C].Brookings Papers on Economic Activity， 1971（2）

2.Friedman， M..Nobel Lecture：Inflation and Unemployment[J].Journal of Political Economy，1977， 85

3.Fost er E. The variability of inflation [J]. Reviews of Economics and Statistics， 1978，60

4.Kontonikas.Inflation and Inflation Uncertainty in the United Kingdom： Evidence from GARCH Modelling[J].Economic Modelling， 2004 （21）

5.Wilson， B..The Links between Inflation，Inflation Uncertainty and Output Growth：New Time Series Evidence from Japan[J]. Journal of Macroeconomics， 2006（28）

6.Guglielmo M. C.， Alex Andros K. The euro and inflation uncertainty in the european monetary union [J]. Journal of International Money and Finance， 2009（28）

第2篇：通貨膨脹的概率范文

關(guān)鍵詞：通貨膨脹；匯率；貨幣供給；多元回歸

1.緒論

1.1 研究的背景和意義

通貨膨脹是當(dāng)今世界各國經(jīng)濟發(fā)展中普遍存在的問題，而歷史上關(guān)于通貨膨脹的理論分析，經(jīng)濟學(xué)界不同學(xué)派的爭論也一直在持續(xù)：貨幣主義將通脹歸因于貨幣供給率高于經(jīng)濟規(guī)模增長；菲利普斯曲線模型則強調(diào)通貨膨脹與失業(yè)的關(guān)系。中國目前的通脹問題有其基于歷史和國情基礎(chǔ)上的特殊性，認真分析研究中國的通脹問題，對于深化認識通貨膨脹的本質(zhì)和完善通脹分析體系有著重要的理論意義。

近年來，我國的通貨膨脹形勢愈加嚴重。由此引發(fā)的經(jīng)濟和社會問題也越來越明顯，如果物價進一步上升，必將在未來導(dǎo)致十分嚴重的后果。通貨膨脹已經(jīng)成為國人面臨的亟待解決的大問題。深度挖掘通貨膨脹成因，找出解決問題的對策，對我國經(jīng)濟未來的發(fā)展有著決定性的作用和重大的現(xiàn)實意義。

1.2 通貨膨脹理論模型

1貨幣主義分析

貨幣主義學(xué)派認為通貨膨脹只是一種貨幣現(xiàn)象，即在一定意義上，貨幣數(shù)量的急劇增加導(dǎo)致了通貨膨脹的發(fā)生，與產(chǎn)量并無關(guān)系。因此，貨幣學(xué)派認為：通貨膨脹導(dǎo)因于貨幣供給率高于經(jīng)濟規(guī)模增長。

貨幣主義學(xué)派主張以GDP平減指數(shù)與貨幣供給增長來作測量通貨膨脹存在與否的標(biāo)準，并由中央銀行設(shè)定利率來維持貨幣數(shù)量。

根據(jù)貨幣學(xué)派理論，貨幣流通速度是穩(wěn)定的，因此可以認為貨幣流通速度的增長率為0。所以，當(dāng)貨幣數(shù)量改變時，就引起了名義產(chǎn)量價值同比例的變動。特別的，由于貨幣是中性的，所以貨幣不影響產(chǎn)量，所以貨幣數(shù)量的變動直接反映在了物價的變動上。因此，當(dāng)貨幣供給迅速增加時，往往會導(dǎo)致強烈的通貨膨脹。

2菲利普斯模型分析

菲利普斯曲線模型認為是貨幣工資率的提高和失業(yè)率的降低導(dǎo)致了通貨膨脹的發(fā)生。它由新西蘭統(tǒng)計學(xué)家威廉·菲利普斯（A.W.Phillips）于1958年最先提出。

菲利普斯曲線表示了失業(yè)率與通貨膨脹率之間的交替關(guān)系。失業(yè)率高表明經(jīng)濟蕭條，這時工資與物價水平都較低，從而通貨膨脹率也就低；反之失業(yè)率低，表明經(jīng)濟繁榮，這時工資與物價水平都較高，從而通貨膨脹率也就高。失業(yè)率和通貨膨脹率之間存在著反方向變動的關(guān)系。

后來經(jīng)過持續(xù)的演變和發(fā)展，學(xué)者們又將通脹預(yù)期和供給沖擊納入該理論模型，使之更加完善。這令我們可以從更加豐富的角度來看待通貨膨脹問題。

1.3 本文的特色和新意

本文首先簡單介紹通貨膨脹的一般概念，并引用了上述兩種世界主流經(jīng)濟學(xué)觀點來分析當(dāng)前的通貨膨脹問題。筆者通過對這兩種經(jīng)濟學(xué)觀點綜合分析，并應(yīng)用計量經(jīng)濟學(xué)軟件Eviews6.0對它們之間的影響力關(guān)系進行實證分析。從而對我國在未來貨幣政策的決策上提出一些建議。

2.實證分析

2.1 數(shù)據(jù)的選取與說明

誠然，通貨膨脹最直接的反應(yīng)就是物價的上漲，本文選用全國消費者價格指數(shù)CPI作為通貨膨脹（因變量）的衡量指標(biāo)。

另一方面貨幣學(xué)派強調(diào)貨幣在經(jīng)濟中的核心地位，強調(diào)貨幣供應(yīng)量是經(jīng)濟活動與物價變動的決定因素。菲利普斯曲線模型更加強調(diào)失業(yè)對通貨膨脹的影響，通過對這兩個理論模型的分析，本文選用廣義貨幣供給量M2與城鎮(zhèn)登記失業(yè)率U作為自變量。

值得一提的是，通貨膨脹率還與匯率有著十分明顯的關(guān)系。近年來人民幣匯率的升高無疑是導(dǎo)致通貨膨脹的一個十分重要的因素。所以，結(jié)合當(dāng)下中國問題的實際情況，有必要將匯率R作為另一個自變量加入模型。

本文采用1990年至2011年的22組數(shù)據(jù)進行多元回歸分析。人民幣匯率以中國人民銀行公布的年度數(shù)據(jù)為準。消費者價格指數(shù)和廣義貨幣供給量以國家統(tǒng)計局公布的年度數(shù)據(jù)為準。其中CPI以1978年的數(shù)據(jù)為基期，得到定基比數(shù)據(jù)。

2.2多元線性回歸分析

現(xiàn)在，我們設(shè)定整體回歸模型為：Y=β0+β1X1+β2 X2+β3X3+μ。

其中，Y表示居民消費價格指數(shù)CPI，X1表示廣義貨幣供給量M2，X2表示人民幣匯率R，X2表示就業(yè)率U。為了是模型估計更加精確，我們將上述變量均做了對數(shù)變換。

應(yīng)用最小二乘法估計上述模型得到的結(jié)果為：LNCPI=-0.542+0.254LNM2+0.610LNR-0.396LNU，（R2=0.97，DW=1.26，F(xiàn)=187.48）

2.2.1 正態(tài)性檢驗

首先要對原模型進行正態(tài)性檢驗，以確保隨機擾動項服從正態(tài)分布的假設(shè)成立，通過Eviews分析容易看出“Jarque-Bera”項的伴隨概率p值明顯大于顯著性水平0.05，表明正態(tài)性假設(shè)成立。

2.2.2 t檢驗與F檢驗

從估計結(jié)果來看，三個自變量的t值依次分別為8.64、8.05、-2.41。在95%的顯著性水平下，查表得t檢驗臨界值t0.025（20）=2.086容易看到三個自變量的t值的絕對值均在臨界值之上，故三個解釋變量通過顯著性檢驗，可以認為它們與因變量之間存在顯著的線性關(guān)系。

估計結(jié)果顯示F值為187.48，在95%的顯著性水平大于臨界值F0.05（3，18）=3.16，故可以認為F檢驗通過，即自變量聯(lián)合體對因變量的解釋程度很高。

2.2.2 異方差檢驗

本文采用懷特檢驗來判斷模型的異方差性。首先建立輔助回歸模型：

2i =α0+α1X1i+α2X2i+α3X3i+α4X21i+α5X22i+α6X23i+α7X1iX2i+α8X2iX3i+α9X1iX3i+ε

可以證明，在同方差假設(shè)下，從該輔助回歸得到的可決系數(shù)R2與樣本容量n的乘積，漸進地服從自由度為輔助回歸方程中解釋變量個數(shù)的X2分布。經(jīng)過分析，“Obs*R-squared”項對應(yīng)的伴隨概率（p值）=0.3403，明顯大于0.05。故接受原假設(shè)，認為原模型不存在異方差性。

2.2.3 序列自相關(guān)檢驗

容易看到DW值為1.259，查表得其介于dl和du之間，處于不能判斷是否存在序列相關(guān)的區(qū)域，所以杜賓—瓦森檢驗法失效，故改用拉格朗日乘數(shù)法檢驗。

拉格朗日乘數(shù)法由一階開始檢驗，若存在一階序列自相關(guān)，則可檢驗下面的受約束回歸方程：

Y=β0+β1X1t+β2 X2t+β3X3t+ρ1μt-1+εt。約束條件為H0： ρ1=0

如果約束條件為真，則LM統(tǒng)計量服從自由度為1的X2分布。我們通過Eviews對原模型分別進行一階和二階序列自相關(guān)檢驗。結(jié)果表明：在“Obs*R-squared”項對應(yīng)的伴隨概率（即p值）分別為0.179和0.373，均大于0.05。故不能拒絕原假設(shè)，可以認為該模型不存在一階、二階序列自相關(guān)。

2.2.4 多重共線性檢驗

通過軟件分析相關(guān)系數(shù)，我們可以發(fā)現(xiàn)回歸模型的參數(shù)估計值比較合理，具有經(jīng)濟意義，三個自變量之間的相關(guān)系數(shù)都不大，故可以認為不存在多重共線性。

2.3 回歸結(jié)果分析

結(jié)合上述回歸模型及檢驗結(jié)果，我們看到三個自變量（M2、R和E）均能對因變量CPI有著顯著的影響?；貧w模型通過了異方差、序列相關(guān)和多重共線性的檢驗，這說明通過調(diào)整這三個自變量，就能有效地實現(xiàn)對最終目標(biāo)CPI的有效干預(yù)。

不僅如此，通過比較三個自變量的t統(tǒng)計量我們能夠發(fā)現(xiàn)，它們對cpi的影響的顯著性并不相同，其中影響最顯著的匯率R，其次是廣義貨幣供應(yīng)量M2，最后是就業(yè)人口E，這告訴我們：在根調(diào)整經(jīng)濟政策的時候，應(yīng)該注意到不同調(diào)整方式的乘數(shù)效應(yīng)是不同的。

3.結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

本文由多元回歸模型得到了三個自變量因素均能對CPI產(chǎn)生顯著的正向影響的結(jié)論。

首先，人民幣升值、匯率提高的問題。中國的經(jīng)濟經(jīng)歷了極大的飛躍，一些權(quán)威國際機構(gòu)和貿(mào)易伙伴一直認為人民幣存在價值低估，而且外匯節(jié)余過多本身就表明外幣的定價過高。我國的利率市場化道路發(fā)展還很不完善。不僅如此，匯率的決定開始摻雜了越來越多的政治因素，以美國為首的國際力量的壓力迫使人民幣升值的趨勢進一步增強。復(fù)雜的影響因素也使得人民幣匯率的調(diào)整變得更加困難。

其次，我國的廣義貨幣供應(yīng)量水平的增加提升了物價指數(shù)。2008年末，為了應(yīng)對由美國次貸危機引發(fā)的全球性經(jīng)濟危機，我國政府的 “四萬億投資計劃”取得了一定的效果，但貨幣的過量增發(fā)也為物價上漲埋下了禍根。另外，越來越多的熱錢流入使物價上漲不可避免。同時還導(dǎo)致產(chǎn)能的嚴重過剩，從而可能導(dǎo)致更嚴重的經(jīng)濟問題。

事實上，近年來由于流通中貨幣量過多，除了各地不斷出現(xiàn)炒房團蜂擁推高房價之外，綠豆、大蒜、玉石、黃金等商品價格均出現(xiàn)了游資爆炒的情況。在這樣的情況下，我們不得不審視多年來我國的貨幣發(fā)行狀況。

最后，就業(yè)和許多其他因素對CPI也起著明顯的作用。就業(yè)等因素對物價的作用雖不像匯率和貨幣供應(yīng)量那樣顯著，但也是近年來國內(nèi)通脹成因的一個重要組成部分?？傮w來看，我國近年來的就業(yè)情況比較平穩(wěn)，就業(yè)人口總體呈現(xiàn)上升趨勢，這是經(jīng)濟發(fā)展迅速的表現(xiàn)之一，但隨之而來的副作用就是較高的就業(yè)率會帶來一定程度上的通貨膨脹壓力。

3.2 未來的政策建議

基于以上的結(jié)論，針對我國當(dāng)前的通脹形勢，可以得到以下幾點啟發(fā)或建議：

1.適當(dāng)調(diào)整我國當(dāng)前的匯率政策。近年來人民幣升值壓力明顯，過度的升值會給國內(nèi)的物價指數(shù)也帶來上升的壓力。盡管匯率的決定問題比較復(fù)雜，政府還是應(yīng)該出臺一些金融政策來穩(wěn)定人民幣的匯率。

2.嚴格控制廣義貨幣供給量。模型的分析結(jié)果告訴我們貨幣供應(yīng)量對CPI的顯著性僅比匯率稍差。所以相對于匯率的調(diào)整，對貨幣供給量的控制要簡單而有效得多，時滯也更短。貨幣當(dāng)局如果能按照經(jīng)濟成長的速度，長期而穩(wěn)定地增加貨幣供給量，即可保持物價穩(wěn)定，使經(jīng)濟體系處在一個均衡的狀態(tài)之中。

3.穩(wěn)定國內(nèi)就業(yè)狀況。隨著全國經(jīng)濟的飛速發(fā)展，就業(yè)率和就業(yè)人口的提高無可厚非，我國近年來的就業(yè)政策也十分有效，但我們也應(yīng)該看到，盲目地提高就業(yè)率也有其弊端，一定的失業(yè)人口的存在是必要的。政府應(yīng)該審時度勢，進一步穩(wěn)定就業(yè)人口，將就業(yè)率保持在一個適當(dāng)?shù)乃缴稀?/p>

4.提高國家公信力，從各個方面控制物價的盲目上漲。實際生活中的通貨膨脹問題從來都不是一兩個因素就能解釋清楚的，它的成因往往非常復(fù)雜。政府應(yīng)該提高公信力，并出臺各個方面的法規(guī)和政策，控制人民的通貨膨脹預(yù)期，及各方之力共同解決近年來物價上漲的問題。（作者單位：首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)）

參考文獻

[1]黃達.《貨幣銀行學(xué)》.中國人民大學(xué)出版社，2000-08-01

[2]李子奈.《計量經(jīng)濟學(xué)》.高等教育出版社， 2005-04

[3]劉元春.《中國通貨膨脹成因的研究》.中國人民大學(xué)出版社，2008-11-01

第3篇：通貨膨脹的概率范文

[關(guān)鍵詞]糧食價格 通貨膨脹 格蘭杰檢驗

一、引言

農(nóng)業(yè)作為一種自然再生產(chǎn)和經(jīng)濟再生產(chǎn)相交織的產(chǎn)業(yè)，由于其生產(chǎn)空間布局的廣泛性、時間分布的集中性以及市場信號影響的滯后性，因而諸如糧食、棉花等農(nóng)產(chǎn)品價格的周期波動是一種必然現(xiàn)象。然而，為什么在糧食增產(chǎn)背景下，糧價還上漲，甚至出現(xiàn)異常波動？其根本原因在于，糧價不由市場供求關(guān)系決定的，而是其他因素，如突發(fā)性自然災(zāi)害、投機炒作、政府調(diào)控政策、不當(dāng)輿論推波助瀾等。

對于糧食價格與通貨膨脹的關(guān)系，目前學(xué)術(shù)界仍然存在較大的爭議。有研究表明，從機理上來看，糧價上漲對CPI的影響僅具結(jié)構(gòu)性特征，并不是推動通脹的根本因素。甚至一些發(fā)達國家將CPI中的食品和能源消費價格剔除，以形成核心CPI，來分析價格水平和宏觀經(jīng)濟形勢。周殿昆（1996）認為，改革開放以來三次嚴重通貨膨脹中，食品類價格上漲始終是加劇零售物價總指數(shù)上漲的主要因素。盧鋒、彭凱翔（2002）認為是通貨膨脹在影響糧價變動，而不是糧價上漲導(dǎo)致通貨膨脹。敬艷輝、王曉輝（2006）則表明，糧價長期高位運行會導(dǎo)致通貨膨脹，但短期內(nèi)對通貨膨脹的影響較弱。黃季焜，楊軍，仇煥廣，徐志剛（2008）則分析了2006-2008年國內(nèi)外農(nóng)產(chǎn)品價格的變化和原因以及未來糧食價格走勢，表明我國政府糧價控制政策在穩(wěn)定國內(nèi)糧食價格方面發(fā)揮了重要作用，但農(nóng)民沒有從全球糧價上漲中獲取應(yīng)得利益，甚至還可能遭受糧價下降的沖擊。程國強，胡冰川，徐雪高（2008）研究了2007年中國居民消費價格的持續(xù)上漲，稱其直接誘因是食品價格大幅上漲，具有典型的結(jié)構(gòu)性特征，即存在傳導(dǎo)性和同步性，屬于恢復(fù)性上漲，對農(nóng)民增收意義重大。李新禎（2011）通過研究，發(fā)現(xiàn)糧食價格對CPI具有不同滯后期的短期、長期因果關(guān)系。

二、研究方法與數(shù)據(jù)收集

本文將通過一定的計量分析，以期判斷近年來，糧食價格和通貨膨脹之間是否存在長、短期的因果關(guān)系。主要研究方法有：（1）平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗（2）格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

且將全國居民消費價格指數(shù)（CPI）來表示通貨膨脹水平，采用的經(jīng)過處理的以2008年12月為基期的每月全國居民消費價格指數(shù)；以全國糧食批發(fā)價格指數(shù)（GRPI）來表示糧食價格，采用的是以2008年12月為基期的全國糧食類批發(fā)價格指數(shù)。選取了2009年1月至2012年12月共41期數(shù)據(jù)，其來源為：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、中華糧網(wǎng)、中國糧食市場發(fā)展報告（2011）。

三、糧食價格與通貨膨脹關(guān)系的計量分析

具體的計量分析過程將包括三個步驟：（1）單位根檢驗（2）若存在單位根，則檢驗協(xié)整性（2）利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗，驗證兩者之間是否互為因果關(guān)系。

（1）單位根檢驗

對變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗之前，首先對CPI和GRPI兩個變量進行單位根檢驗，采用ADF統(tǒng)計量，結(jié)果如下：

從表1可以看出：原序列的ADF值都大于5%的臨界值，且概率P值都大于0.05，拒絕了不存在單位根的原假設(shè)，因此，認為原序列存在單位根，即為非平穩(wěn)序列。兩個變量的一階差分序列的ADF值都小于5%的臨界值，且其概率P值都小于0.05，故認為一階差分序列都不存在單位根，即一階差分序列都平穩(wěn)。因此，兩個變量滿足下一步的分析條件。

（2）協(xié)整性檢驗

1.構(gòu)建CPI與GRPI的回歸模型。

CPI t =43.56845+0.564275*GRPIt （1）

（21.29） （32.58）

調(diào)整后R2=0.963649，DW=0.6947，結(jié)果表明：方程擬合程度頗好，參數(shù)估計在0.00的顯著性水平下顯著，殘差項存在正的一階自相關(guān)。

2.平穩(wěn)性檢驗。

由結(jié)果知t=-3.103073< -1.949319（5%臨界值），P=0.0027，表明殘差序列平穩(wěn)。說明，CPI和GRPI之間存在協(xié)整關(guān)系，即糧食價格與通貨膨脹有著長期穩(wěn)定的聯(lián)系。

（3）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

關(guān)于CPI和GRPI兩變量誰為因，誰為果，故需要對其進行因果關(guān)系檢驗。

從表3、表4中可知，在5%顯著水平上，CPI是GRPI的原因。這是因為CPI本身就包含了糧食價格這一項，由于數(shù)據(jù)和統(tǒng)計方法等限制，筆者無法從CPI中剔除糧食價格這一變量，而得到新的不包含糧食價格的CPI；另外，本文選取的數(shù)據(jù)本身就是糧食批發(fā)價格，而任何一個行業(yè)的價格變化，除了受到產(chǎn)品本身的需求與供給的影響之外，必然都會受到整個國家宏觀物價水平的影響，在全社會出現(xiàn)通貨膨脹時，糧食價格必然會隨著CPI的升高而上升。由以上分析，可認為，近三年，糧食價格的變動會受到通貨膨脹的影響，但具體會受到多大的影響，及主要影響因素有哪些，則不在本文研究范圍之內(nèi)。

四、結(jié)論與建議

綜上研究可知，在長期，我國糧食價格與通貨膨脹存在協(xié)整關(guān)系，且糧食價格對通貨膨脹的長期影響系數(shù)為0.564275；在短期，兩者之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即通貨膨脹對于糧食價格有滯后2期的影響，說明糧食價格對于通貨膨脹的變動大約會在2個月內(nèi)作出反應(yīng)。

自2004年恢復(fù)增產(chǎn)以來，糧食總產(chǎn)量已實現(xiàn)“八連增”。然而在如此形勢下，糧價卻在持續(xù)上揚，其根源在于增長緩慢的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與上升過快的成本。若人為壓制糧價，必然會挫傷農(nóng)民種糧積極性。因此，未來我國糧食政策應(yīng)當(dāng)有所側(cè)重，如控制糧價合理上漲，增加糧農(nóng)補貼，推進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)。

參考文獻：

[1] 盧鋒，彭凱翔.中國糧價與通貨膨脹關(guān)系（1987-1999）[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2002，（7）.

[2] 敬艷輝，王曉輝.中國糧價與通貨膨脹關(guān)系的協(xié)整分析：2001-2005[J].統(tǒng)計與信息論壇，2006，（9）.

[3] 劉小銘.我國糧食價格與居民消費價格關(guān)系研究[J].經(jīng)濟問題探索，2008，（4）.

[4] 李新禎.我國糧食價格與CPI關(guān)系研究[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2011，（1）.

[5] 程國強，胡冰川，徐雪高.新一輪農(nóng)產(chǎn)品價格上漲的影響分析[J].管理世界，2008，（1）.

第4篇：通貨膨脹的概率范文

關(guān)鍵詞:通貨膨脹;貨幣供應(yīng)量;經(jīng)濟增長

1 引言

隨著國際金融危機的蔓延，從2008年下半年我國經(jīng)濟出現(xiàn)大幅滑坡，雖然我國政府采取了有力措施，但經(jīng)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(shù)上漲4.8%，2008年2月CPI指數(shù)高達8.7%，創(chuàng)歷史新高。隨后幾個月CPI和PPI大幅回落，已連續(xù)數(shù)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(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(yīng)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(nèi)外失衡，虛擬經(jīng)濟也在不斷膨脹，央行被動投放基礎(chǔ)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(lián)系，貨幣供應(yīng)量的增加迫使總需求的“主動增加”，尤其是促進了資產(chǎn)價格的上漲，然后傳導(dǎo)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(jīng)濟形成極大的沖擊，進而影響到經(jīng)濟的增長。

2 西方關(guān)于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長、通貨膨脹的分析

西方經(jīng)濟學(xué)一般認為:貨幣對經(jīng)濟不發(fā)生任何實質(zhì)性的影響，不影響實際的經(jīng)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(jīng)濟學(xué)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(xué)派的貨幣中性論主張貨幣經(jīng)濟只不過是實物相互交換的實物經(jīng)濟，貨幣僅在商品交換過程中啟到媒介作用，對實際經(jīng)濟不發(fā)生實質(zhì)性的影響。(2)威克塞爾貨幣非中性論，對古典貨幣數(shù)量論的批判中引入了“自然利率”的概念，認為貨幣是影響經(jīng)濟的重要因素，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為，貨幣供應(yīng)量的變動在短期內(nèi)影響就業(yè)、產(chǎn)出和收入等實質(zhì)經(jīng)濟因素，而在長期內(nèi)則影響價格。把利率作為貨幣與產(chǎn)出的樞紐，通過貨幣政策調(diào)節(jié)經(jīng)濟中的貨幣供應(yīng)量。主張貨幣通過兩個方面影響實際經(jīng)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(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為，宏觀經(jīng)濟總量的解釋只是建立在單個人的最優(yōu)化選擇的基礎(chǔ)上的。盧卡斯、薩金特、華萊士等通過新古典主義的基本原理，如市場出清、理性預(yù)期和只有實際變量才至關(guān)重要等應(yīng)用于標(biāo)準的宏觀經(jīng)濟模型，得出了貨幣中性的結(jié)論。聲稱貨幣主義的短期和長期不是特別有用的，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)濟當(dāng)事人能預(yù)期到系統(tǒng)的貨幣政策，貨幣對經(jīng)濟中的實物變量不產(chǎn)生影響，從而回到了貨幣數(shù)量論的貨幣中性的觀點。

3 貨幣與經(jīng)濟關(guān)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(guān)鍵的經(jīng)濟變量的變化而同步連續(xù)地變化，貨幣當(dāng)局就能提供一個可為經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的貨幣背景。對此，本文從國內(nèi)生產(chǎn)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(guān)系進行計量分析。下面，我們選擇1978-2008年間的M0供應(yīng)量增長率和通貨膨脹率、GDP 增長率(年度數(shù)據(jù))作為我們實證的數(shù)據(jù)區(qū)間，根據(jù)貨幣數(shù)量論的相關(guān)理論，對我國的貨幣供應(yīng)政策的穩(wěn)定性進行計量考察。

(1) GDP 增長率、通貨膨脹率與供應(yīng)量增長率相關(guān)性分析。根據(jù)我們所獲得的數(shù)據(jù)，應(yīng)用統(tǒng)計計量分析軟件Eviews，得到了M0供應(yīng)量增長率與GDP 增長率、通貨膨脹率之間的相關(guān)系數(shù)。可以得出，m0和cpi的相關(guān)系數(shù)為0328686642237996，m0和gdp的相關(guān)系數(shù)為035392280266161正如現(xiàn)代貨幣數(shù)量論和許多實證所驗證的那樣，我國的貨幣供應(yīng)量與GDP 增長率、通貨膨脹率具有較強的相關(guān)性。貨幣的長期周期性變動與相應(yīng)的貨幣收入(或國民收入)和價格水平變動之間的關(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(dāng)然，它們之間的因果關(guān)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(dāng)經(jīng)濟波動較大時一定伴隨著貨幣供應(yīng)量的較大的波動。

(2) M0供應(yīng)量增長率、GDP 增長率、通貨膨脹率三者之間的因果關(guān)系分析。運用Granger 因果關(guān)系檢驗，我們可得如下檢驗結(jié)果。對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(shè)。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(guān)系，我們得不出類似的結(jié)論。

(3) M2 供應(yīng)量增長率、GDP 增長率、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用貨幣供應(yīng)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(shù)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(yīng)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(shù)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(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量分析，我們可以得出以下結(jié)論:改革開放以來，我國貨幣供應(yīng)量的增長對經(jīng)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(jīng)濟變動受到貨幣變動影響的關(guān)系相對來說是很穩(wěn)定的。因此，當(dāng)貨幣存量的增長率存在明顯波動時，必然伴隨著經(jīng)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(xiàn)代貨幣數(shù)量論的政策主張。然而，由于經(jīng)濟的大幅度增長，投資的狂熱和相對無序，貨幣當(dāng)局無法摸清經(jīng)濟運行的規(guī)律而又對經(jīng)濟形勢過于樂觀，導(dǎo)致了貨幣供應(yīng)不連續(xù)、不平穩(wěn)、無規(guī)律地變動。這種貨幣供應(yīng)的變動在一定程度上造成我國經(jīng)濟在八十年代中后期和九十年代中期物價持續(xù)上漲和經(jīng)濟波動。如在1990-1996年間，我國的貨幣供應(yīng)總量增長率平均都在25%以上，由此直接導(dǎo)致了在九十年代中期我國的泡沫經(jīng)濟和平均10%以上的通貨膨脹率，給經(jīng)濟發(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%)和民眾對經(jīng)濟前景的恐慌。同時，由于對經(jīng)濟發(fā)展的長期趨勢缺乏考慮，貨幣政策造成經(jīng)濟波動的突發(fā)性反過來使得貨幣當(dāng)局在制定和執(zhí)行貨幣政策時的被動性，從而進一步造成了經(jīng)濟的不穩(wěn)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(xù)的通貨緊縮(1998、1999、2000年的物價上漲率分別為-2.6%、-3%、-15%)，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(fā)性造成的，目前的情況也與此類似。對以上分析結(jié)論，以及我國當(dāng)前的實際經(jīng)濟背景，我們提出以下政策主張:

(1)根據(jù)經(jīng)濟的長期預(yù)期增長率來指導(dǎo)貨幣供應(yīng)政策。由于長期的真實經(jīng)濟增長率是由實際的勞動力增長率、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)行不至于對長期經(jīng)濟發(fā)展沖擊，引起經(jīng)濟的不穩(wěn)定，我們就必須使貨幣總量的增長率緊跟真實經(jīng)濟的長期預(yù)期增長率，進行連續(xù)、平穩(wěn)的供應(yīng)貨幣。穩(wěn)定的貨幣供應(yīng)還會使一般公眾建立起對貨幣政策的信任，使貨幣當(dāng)局的政策在執(zhí)行時更為有效和及時。

(2)貨幣政策應(yīng)以穩(wěn)定物價水平為目標(biāo)。由于通貨膨脹的心理預(yù)期，當(dāng)貨幣增長引起物價水平上漲后，公眾預(yù)期價格將會持續(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)濟趨于狂熱，結(jié)果泡沫經(jīng)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(jīng)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(wěn)定的物價目標(biāo)是可取的，而這可以通過貨幣供應(yīng)量與推動物價漲跌間穩(wěn)定的關(guān)系來達到這個目的，正如我們上文所分析的實證結(jié)果那樣。

(3)加強貨幣政策在國家宏觀調(diào)控政策中的主導(dǎo)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(xiàn)存的貨幣總量進行再分配和使用，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)會大大降低。而根據(jù)長期的真實經(jīng)濟增長率所確定的貨幣政策，當(dāng)它與財政政策共同實施時，可產(chǎn)生繁榮的經(jīng)濟增長，這已有許多發(fā)達國家歷史經(jīng)驗所證實。

參考文獻

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第5篇：通貨膨脹的概率范文

[關(guān)鍵詞] 通貨膨脹 需求 成本 預(yù)期

通貨膨脹是指流通中的貨幣數(shù)量超過正常經(jīng)濟運行所需的數(shù)量而引起的貨幣貶值和價格水平全面、持續(xù)上漲的經(jīng)濟現(xiàn)象。中反復(fù)發(fā)作的頑癥。在對通貨膨脹研究時，經(jīng)濟學(xué)者通常把通貨膨脹分成需求拉動型、成本推動型和結(jié)構(gòu)型三種，其實是從三個方面來論述通貨膨脹的原因。當(dāng)前我國物價經(jīng)歷了持續(xù)的上漲，嚴重影響國民經(jīng)濟的健康發(fā)展。正確的分析其原因顯得重要而迫切。

一、我國當(dāng)前通貨膨脹的整體概況

衡量通貨膨脹高低常用的指標(biāo)有CPI、PPI國民生產(chǎn)總值是平減指數(shù)。以下從當(dāng)前我國CPI和PPI認識通貨膨脹的概況。

通過表1可以看出（1）我國的CPI從2007年4月的3.0%上漲到2008年4月的8.5%;（2）PPI的顯著上漲從2007年的11月份開始的，2008年要密切關(guān)注由PPI推動的CPI上漲。

二、我國通貨膨脹的成因分析

當(dāng)前的通貨膨脹是需求、成本等因素共同作用的結(jié)果，以下從需求、成本兩方面分析其產(chǎn)生的原因。

1.需求因素：從宏觀經(jīng)濟學(xué)角度來看，通貨膨脹的發(fā)生是由于總需求與總供給的缺口造成的，總需求的膨脹可從消費膨脹和投資膨脹兩個方面來說明。

(1)消費膨脹：我國當(dāng)前的人均GDP已經(jīng)超過2000美元。隨著人均GDP的提高，一方面人均消費水平也會隨之提高，另一方面由于我國利率水平長期處于低位，居民的儲蓄傾向下降，消費傾向上升。這都推動了消費膨脹。同時消費結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型也造成了消費膨脹。隨著我國國民收入的迅速提高，居民的消費結(jié)構(gòu)也在發(fā)生著變化，在消費結(jié)構(gòu)中不僅增加了肉、蛋、禽的消費比重，而且對食品的營養(yǎng)、健康方面有了更高的要求。而肉、蛋、禽等食品的生產(chǎn)需要消費大量的糧食，糧食需求迅速膨脹，但我國的糧食產(chǎn)量卻增長緩慢，供需之間的缺口拉大，糧食價格開始上漲。同時，企業(yè)為了迎合居民對食品營養(yǎng)和健康方面的要求，更加注重對糧食等原材料的健康要求。在國內(nèi)市場無法滿足其需求情況下，轉(zhuǎn)而把目光投向國際市場。最近幾年，世界糧食的產(chǎn)量一直在下降，企業(yè)必須以更高的價格購買糧食等原材料，企業(yè)成本的增加也推動食品價格的上漲。

(2)投資膨脹：總需求的膨脹始于投資膨脹，投資膨脹主要表現(xiàn)在以下兩個方面：

①社會固定資產(chǎn)投資的上漲 。從2002年開始，我國全社會固定資產(chǎn)投資增速都在20%以上，2007年增速達到24.8%，經(jīng)濟出現(xiàn)過熱的傾向。這導(dǎo)致了鋼材等生產(chǎn)資料的明顯持續(xù)上漲。生產(chǎn)資料的上漲拉開了物價全面上漲的序幕，最終從生產(chǎn)資料領(lǐng)域傳導(dǎo)到消費品領(lǐng)域。

②國外資本流入。由于世界經(jīng)濟的不景氣和人民幣升值的影響，外商投資和國際熱錢大量的進入我國，國外資金的大量進入使我國的外匯儲備迅速提高，2008年3月我國的外匯儲備已經(jīng)達到1.68萬億美元。中央銀行被迫向社會投放大量的基礎(chǔ)貨幣，全社會流動性過剩的壓力越來越大。同時受美國次貸危機的影響，一些國外的投資者將資金投向我國市場，使流動性過剩問題雪上加霜。

2.成本因素。企業(yè)是市場經(jīng)濟中的重要的微觀主體，其成本的增加也在惡化通貨膨脹。

(1)投入品價格上漲：經(jīng)濟學(xué)理論認為，上游投入品價格上升較快一定會在一段時間后傳導(dǎo)到最終消費品價格上，對通貨膨脹產(chǎn)生成本推動的壓力。當(dāng)前大宗商品的價格在高位運行。近期美國，以及相關(guān)一些國家不斷降低利率，主要貨幣的貶值已使原油價格攀上100美元大關(guān)；糧食的工業(yè)需求的大幅增長，使糧食價格可能繼續(xù)高位運行的概率加大；鐵礦石2008年65%的漲幅已經(jīng)是定局。這些在2008年下半年帶來的直接結(jié)果便是PPI的持續(xù)走高。上游投入品對通貨膨脹的成本傳導(dǎo)的壓力加大，我國輸入型通貨膨脹風(fēng)險上升。

(2)勞動力成本上漲：中國最近幾十年來的快速的經(jīng)濟發(fā)展，得益于我國的人口紅利。近幾年中國經(jīng)濟的兩位數(shù)的高增長，勞動生產(chǎn)率的增速大大高于GDP增長速度，工資呈上升趨勢是必然的。最近沿海地區(qū)勞動力短缺的現(xiàn)象就顯示出了工資上升的壓力?！秳趧雍贤ā返确傻膶嵤?，從保護勞工權(quán)益的角度做出的各項法律規(guī)定，使工資增長的預(yù)期加大。在一個通貨膨脹預(yù)期高的環(huán)境中，工資上升是通貨膨脹的剛性因素。在目前我們的通貨膨脹環(huán)境中，工資上升可能形成工資―物價的螺旋上升。

三、文章的結(jié)論

中國當(dāng)前通貨膨脹是多種因素共同作用的結(jié)果，投資的膨脹在通貨膨脹的前期起主導(dǎo)作用。隨著通貨膨脹進程的推進，成本因素開始發(fā)揮作用，2008年將是成本因素主導(dǎo)的通貨膨脹，當(dāng)前我們應(yīng)該關(guān)注成本因素，避免通貨膨脹從總需求拉動演變?yōu)槌杀就苿?。提前制定防范措?只有這樣我們才能更好地應(yīng)對當(dāng)前的通貨膨脹。

參考文獻：

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第6篇：通貨膨脹的概率范文

下面以施工現(xiàn)場被盜情況為例，說明施工企業(yè)通常采用計算損失頻率和損失嚴重程度的平均指標(biāo)和變異指標(biāo)來分析所面臨的風(fēng)險情況，并作出決策的方法。

例如某施工企業(yè)近五年內(nèi)工地被盜竊的損失資料如表1所示。

運用表2計算企業(yè)被盜損失的方差，標(biāo)準差和變異系數(shù)。

通過把平均指標(biāo)與變異指標(biāo)綜合起來進行分析，可以從量上確定企業(yè)風(fēng)險的大小。若過去每次損失的次數(shù)都一樣，則能用平均損失精確預(yù)測下一年度的損失，即可以將這些損失作為一種經(jīng)營費用來處理，并可以認為企業(yè)無風(fēng)險。但是，如果標(biāo)準差或變異系數(shù)很大，即過去的損失資料表明，每年的損失值相差很大，這時不可能精確地預(yù)測下一年度的損失，企業(yè)面臨的風(fēng)險很大。事實上，有以下幾種情況：

平均損失大，標(biāo)準差或變異系數(shù)小，企業(yè)面臨的風(fēng)險很小，可以自己承擔(dān)風(fēng)險，而平均損失可以作為附加費用構(gòu)成報價的一部分，將損失進行轉(zhuǎn)移。

平均損失小，標(biāo)準差或變異系數(shù)大，企業(yè)面臨的風(fēng)險很大，對該情況要做作具體分析，針對不同情況作出決策。如果風(fēng)險很大，但是可以采用投保或簽訂靈活合同等將風(fēng)險轉(zhuǎn)移，則企業(yè)僅需考慮風(fēng)險轉(zhuǎn)移的費用；如果風(fēng)險很大，但是通過企業(yè)自己采取措施，可以避免風(fēng)險或?qū)L(fēng)險大大地降低，則企業(yè)必須對這種措施進行費用效益分析；如果風(fēng)險很大，且不可轉(zhuǎn)移，又無可采取的措施避免風(fēng)險或采取措施避免風(fēng)險是不經(jīng)濟的，那么企業(yè)就干脆放棄投標(biāo)。

平均損失很小，標(biāo)準差或變異系數(shù)亦小，企業(yè)面臨的風(fēng)險小，則企業(yè)可以不予理會。

由于被盜損失受許多不確定因素的影響，而每個因素影響的大小往往難以確定，故在大多數(shù)情況下，被盜損失X的隨機變化服從正態(tài)分布。將隨機變量變換為標(biāo)準正態(tài)分布隨機變量。則每次損失金額小于1萬元的概率

每次損失金額4萬元＜x＜5萬元的概率：

=

每次損失金額在6萬元以上的概率：

平均損失金額：

在區(qū)間內(nèi)的概率為0.68；

在區(qū)間內(nèi)的概率為0.95；

在區(qū)間內(nèi)的概率為0.997；

通過上述的方法可以將損失的概率區(qū)間加以確定，然后根據(jù)企業(yè)其實際情況，判斷這些損失給企業(yè)帶來的影響。由于企業(yè)的規(guī)模、技術(shù)水平和財務(wù)狀況的不同，同樣的損失金額對不同的企業(yè)其風(fēng)險程度是不同的，因而，避免風(fēng)險所采取的方法和技術(shù)措施，也是不一致的，但不論采取什么樣的損失控制措施，都必須進行費用—效益分析。只有當(dāng)效益大于支出費用時，采取的損失控制措施才有意義。

采取損失控制措施的投入與采取措施后事故經(jīng)濟經(jīng)濟損失的減少，應(yīng)滿足如下關(guān)系式才算合理。即：

式中：——采取控制措施的投入；

—控制系統(tǒng)的服務(wù)時間；

—控制系統(tǒng)的報廢期；

——未采取控制措施前，事故損失函數(shù)對時間的期望值；

——采取控制措施后，事故損失函數(shù)對時間的期望值；

——表示系統(tǒng)采取控制措施前、后所節(jié)省的費用函數(shù)；

——連續(xù)貼現(xiàn)函數(shù)；

——貼現(xiàn)率。

一般說來，投入一定數(shù)量的資金，采取必要的損失控制措施，系統(tǒng)的安全性就會得到相應(yīng)的提高，事故造成的經(jīng)濟損失就會相應(yīng)減少。但是，對于一個企業(yè)來說，這部分投入是有限的。下面從預(yù)防措施費用和系統(tǒng)發(fā)生事故損失費用與系統(tǒng)安全性的關(guān)系出發(fā)，來找出最優(yōu)投資，如圖1所示。

圖中，表示事故預(yù)防費用函

數(shù)，即用以提高系統(tǒng)安全性的投資費用函數(shù)。

表示系統(tǒng)由于發(fā)生事故所造

成的經(jīng)濟損失函數(shù)。

這兩條曲線可以由統(tǒng)計分析給出，

并設(shè)定函數(shù)和分別由下式

表示：

式中，A、B、a、b均為統(tǒng)計常數(shù)，X為系統(tǒng)安全性百分數(shù)。在系統(tǒng)存在期間，總費用與安全性的關(guān)系如下：

求的最優(yōu)值

得

則

上式表示在一定的安全投資曲線（風(fēng)險曲線）下，在點投資。其效益最好。

從圖1可以看出：

（1）當(dāng)系統(tǒng)的預(yù)防事故費用投入愈多，其安全性就愈大。但是，投入與事故代價相比，就不一定投入愈大愈好。在與兩條曲線相交點的左側(cè)，損失大于投入，這時的投入才有意義；在交點的右側(cè)，投入大于損失，顯然，這時的投入就毫無意義。

（2）投資曲線優(yōu)于，這意味著資金的合理分配是極為重要的。也就是說，在制定控制風(fēng)險的投資方案時，要科學(xué)的確定哪些風(fēng)險因素需要進行風(fēng)險控制投資，其數(shù)額是多少。這樣才能達到事半功倍的效果，使經(jīng)濟效益和系統(tǒng)的安全性和共同提高。

對于一般性風(fēng)險，可以通過上面介紹的方法進行估測評價，并選擇合適的技術(shù)措施。但是，對于施工企業(yè)在簽訂固定價合同時所面臨的通貨膨脹風(fēng)險，上述方法是無法解決的。下面就固定價合同的通貨膨脹奉賢進行分析。

假設(shè)施工過程中，人工、材料均以膨脹率上漲，則現(xiàn)金的支出流也必然以上漲，預(yù)期最低收益率不變，則包括通貨膨脹率在內(nèi)的預(yù)期收益率為：

即

代入式（4—29）有

*已知現(xiàn)值將來值，分析，不包括通貨膨脹的收益率，包括通貨膨脹的收益率，通貨膨脹率，有：

如果先將F折算成基年貨幣有：，再折現(xiàn)有：

兩式P值應(yīng)相等。推導(dǎo)出

即：

=

第7篇：通貨膨脹的概率范文

基金項目:云南省自然科學(xué)基金(2008CD186) ;云南省教育廳科學(xué)研究基金(07Y10102);紅河學(xué)院博碩基金(XJ1S0923)．

作者簡介:王貴紅（1979-），男,講師.主要研究方向：金融數(shù)學(xué).

摘要: 對經(jīng)典風(fēng)險模型進行推廣,建立資金利率和通貨膨脹率下帶干擾的雙復(fù)合二項風(fēng)險模型,分析了盈余過程的性質(zhì),并運用鞅方法和盈余過程的性質(zhì)得到了破產(chǎn)概率的一般公式及Lundberg不等式.

關(guān)鍵詞: 資金利率；通貨膨脹率；調(diào)節(jié)系數(shù)；鞅； 破產(chǎn)概率

中圖分類號:O211.67

文獻標(biāo)識碼:A文章編號:1672-8513(2010)04-0278-04

Ruin Probability of a Double Compound Binomial Risk Model

WANG Guihong1,ZHAO Jine2, LONG Yao2, YANG Huizhang2, ZENG Li2

(1.Department of Computation and Science, Yuxi Agricultural Vocation College, Yuxi 653106, China; 2. College of Mathematics, Honghe University, Mengzi 661100, China)

Abstract: Wile popularizing the classical model, this paper proposes a double compound binomial risk model under the influence of capital interest rate and inflation. The properties of the surplus process are discussed. Then by applying the martingale approach and properties of surplus process, the formula and the Lundberg inequality of the ruin probability are obtained.

Key words: capital interest rate; inflation rate; adjustment coefficient; martingale; ruin probability

風(fēng)險理論主要是從定量的角度研究保險公司經(jīng)營的安全性――保險公司最終破產(chǎn)或短期內(nèi)破產(chǎn)的概率的大小,因此破產(chǎn)概率一直是風(fēng)險理論中十分重要的研究課題.在經(jīng)典的復(fù)合二項風(fēng)險模型［1-3］中,一個很重要的假設(shè)就是保費的收入過程是時間的線性函數(shù),即保險公司按照單位時間常數(shù)速率取得保單,并假定每張保單的保險費相同.然而在實際情況下,保險公司受諸多因素的影響,單位時間內(nèi)收到的保單數(shù)往往是隨機變化的,文獻［4-5］采用二項分布來描述保單的到達次數(shù),但其每次收取的保費依然假定為常數(shù).眾所周知,經(jīng)濟形勢的變化、大眾保險觀念的轉(zhuǎn)變、經(jīng)營險種的多樣化以及可能發(fā)生的自然災(zāi)害等都是不確定的、隨機的.為了進一步減少這種不確定性,以實現(xiàn)保險公司經(jīng)濟利益的最大化,一個較好的方法就是采用隨機費率,文獻［6-8］對保費收入為復(fù)合二項過程的風(fēng)險模型進行研究,得出了破產(chǎn)概率滿足的Lundberg不等式.然而在保險實務(wù)中,利率、通貨膨脹率在很大程度上影響著保險公司的財務(wù)狀況,尤其是近幾年經(jīng)濟發(fā)展變化莫測, 而且由于不確定的收益和付款因素的干擾，保險公司的余額會發(fā)生一些變化,這些因素如果不加以考慮則會造成與實際較大的偏差.本文綜合上述因素對經(jīng)典的復(fù)合二項風(fēng)險模型進行改進,建立利率與通貨膨脹率下帶干擾的雙復(fù)合二項風(fēng)險模型,并得到其破產(chǎn)概率的一般公式和Lundberg不等式,這不僅加強了模型的現(xiàn)實描述能力，而且使保險公司能科學(xué)地預(yù)測未來的風(fēng)險和收益,對確保經(jīng)營穩(wěn)定性具有實際意義.

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第8篇：通貨膨脹的概率范文

【關(guān)鍵詞】通貨膨脹；聚類分析；因子分析；上市釀酒企業(yè)

一、引言

隨著次貸危機帶給全球經(jīng)濟衰退影響的逐步減弱，在次貸危機期間，全球各國政府大力刺激經(jīng)濟的后續(xù)影響——通貨膨脹開始漸漸抬頭。我國在受到自身超發(fā)貨幣以及輸入型通脹的共同影響下，從2010年以來CPI指數(shù)屢創(chuàng)新高，特別是2011年通貨膨脹影響已經(jīng)是我國宏觀經(jīng)濟的最大障礙。

眾所周知，通貨膨脹具有著產(chǎn)出效應(yīng)，特別是需求拉動的通貨膨脹可以刺激生產(chǎn)，促進收入增長。作為釀酒行業(yè)，在通貨膨脹的宏觀經(jīng)濟環(huán)境中，往往被人們認為具有一定的抗通貨膨脹的作用。本文就通過實證分析來研究在2009年以來的通貨膨脹環(huán)境對我國釀酒行業(yè)盈利能力的影響，并找到影響的主要因素。

本文首先研究釀酒行業(yè)的整體盈利情況，并利用聚類分析來討論行業(yè)的盈利能力的區(qū)別。然后，利用因子分析和多元回歸分析來找到影響我國釀酒行業(yè)利潤率水平的因素。并在結(jié)論部分給出通過實證研究得出的結(jié)論及不足。

二、文獻綜述

對于通貨膨脹對于產(chǎn)業(yè)盈利能力的研究主要還是集中于宏觀層面的，我國學(xué)者沒有深入到各個行業(yè)中去。周春生[1]（1991年）采用計量方法研究了通貨膨脹的促進論；黃丞[2]（1997）研究了我國的通貨膨脹與經(jīng)濟增長的關(guān)系。郭茂佳[3]，楊曙光，楊仲偉[4]等學(xué)者研究了通貨膨脹的效應(yīng)問題。黃丞，吳健中，蔣馥從定性地分析了我國經(jīng)濟增長和通貨膨脹之間的關(guān)系，而劉霖[5]（2005）則是通過定量模型分析了這兩者之間的關(guān)系。

對于釀酒行業(yè)的研究，我國現(xiàn)有的文獻主要集中在定性分析中，季樹太[6]（2003）定性分析了我國啤酒行業(yè)的發(fā)展趨勢，同時，和謝武[7]（2009）則定性研究了我國白酒行業(yè)的概況和發(fā)展趨勢。杜傳忠[8]（2009）通過了DEA模型研究了釀酒行業(yè)的生產(chǎn)效率問題。

總的來看，現(xiàn)有的文獻很少使用定量分析來研究釀酒行業(yè)，同時，研究通貨膨脹在特定行業(yè)，特別是釀酒行業(yè)方面的文獻較少，本文則是將上述缺失加以改進，通過定量的分析來研究通貨膨脹下釀酒行業(yè)的盈利能力。

三、實證研究

為了更好地研究通脹環(huán)境下，釀酒行業(yè)盈利能力的狀況，本文通過采用聚類分析、因子分析、多元回歸等統(tǒng)計研究方法來進行研究。通過一系列的實證分析，來給出釀酒行業(yè)受宏觀經(jīng)濟環(huán)境影響的程度。

（一）變量及數(shù)據(jù)的選擇

由于本文注重研究通貨膨脹下釀酒行業(yè)的盈利情況，所以本文選取的變量主要是包括影響釀酒行業(yè)利潤率的自身變量以及一些宏觀經(jīng)濟指標(biāo)，這些變量如表3-1所示：

另外，本文的數(shù)據(jù)來源包括兩個方面：從錢龍軟件中選取了22家上市釀酒企業(yè)自2009年1季度到2012年1季度的營業(yè)數(shù)據(jù)樣本，同時在國家統(tǒng)計局官網(wǎng)、中國產(chǎn)業(yè)信息網(wǎng)、中國人民銀行官網(wǎng)上獲取自2009-2012年各季度的宏觀數(shù)據(jù)。

（二）釀酒行業(yè)的統(tǒng)計描述

通過22家上市釀酒企業(yè)13個季度的利潤情況(統(tǒng)計結(jié)果見附錄)，可以發(fā)現(xiàn)：從整個釀酒行業(yè)利潤的均值來看，釀酒行業(yè)第一季度利潤大于其它各個季度的利潤，從標(biāo)準差來看，各釀酒企業(yè)的利潤差距較大。

進一步結(jié)合聚類分析，見表3-2，可以發(fā)現(xiàn)上述差異主要是因為生產(chǎn)產(chǎn)品利潤水平的差異。在釀酒企業(yè)中，張裕A、貴州茅臺、瀘州老窖、五糧液、洋河股份為一類，這一類的營業(yè)利潤遠高于第二類釀酒企業(yè)，從深層次來看，除了張裕A以為，其它四家釀酒企業(yè)都為白酒企業(yè)，可見我國的酒類消費品種，白酒的利率最高，而在這些白酒企業(yè)中，貴州茅臺、五糧液等釀酒產(chǎn)品是酒類中的高端消費品，而其由于受到產(chǎn)地、產(chǎn)能的限制，往往處于賣方市場，通過不斷的加價來提高其自身的盈利水平，同時，正因為這些產(chǎn)品的稀缺性，消費者往往賦予了其一定的投資屬性，這進一步提高了這些釀酒企業(yè)的利潤水平。最后，高端白酒在我國政商界中還蘊含著感情交流的意味，正是這種特殊的酒文化也可能促進了白酒企業(yè)的高利潤。

（三）實證研究

在分析宏觀經(jīng)濟環(huán)境對于釀酒行業(yè)盈利水平的影響時，首先選取了釀酒行業(yè)的平均利潤作為因變量，而將CPI、GDP、平均每人季可支配收入、主要農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)、商品零售價格指數(shù)、小麥價格指數(shù)這些變量作為自變量進行分析。數(shù)據(jù)樣本見附錄。在這里主要采用了2009-2011年的數(shù)據(jù)樣本進行研究。

1、相關(guān)性檢驗

為了研究因變量和各個自變量之間的關(guān)系，首先對于各變量之間的相關(guān)性進行相關(guān)性檢驗，檢驗結(jié)果如表3-3所示。

從相關(guān)性檢驗中來看，平均凈利潤和CPI、平均每人季可支配收入、主要農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)、商品零售價格指數(shù)的Person相關(guān)性系數(shù)較大，同時其單側(cè)檢驗結(jié)果都小于0.05，可見平均凈利潤率與這些變量高度相關(guān)。

同時，通過比較CPI、平均每人季可支配收入、主要農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)、商品零售價格指數(shù)這幾個變量，我們發(fā)現(xiàn)這些變量之間都存在著高度相關(guān)性，如果直接采用多元回歸分析，將會存在共線性問題，使得模型的解釋程度不夠，所以，在下文將通過因子分析來解決共線性問題。

第9篇：通貨膨脹的概率范文

一、什么是通貨膨脹及通貨膨脹的成因

（一）通貨膨脹定義

當(dāng)紙幣的發(fā)行量超過了流通中所必需的貨幣量，每個單位紙幣所代表的價值就要減少，即紙幣貶值。由于每個單位紙幣所代表的價值減少，購買同樣的商品就要付出比以前更多的紙幣，表現(xiàn)為物價卜漲，而且不是一種商品或幾種商品的價格上漲，而是物價總水平的上漲，這種經(jīng)濟現(xiàn)象稱為通貨膨脹。

隨著結(jié)算制度的改進，貨幣的范圍已從紙幣擴大到銀行存款，因此對通貨膨脹的概念也應(yīng)從紙幣改成市場貨幣供應(yīng)量，而不僅僅是紙幣發(fā)行量。這樣通貨膨脹可以概括為：由于市場貨幣供應(yīng)量過大，超過了商品流通的實際必需量而引起的貨幣貶值，引起物價總水平持續(xù)上升的現(xiàn)象稱之為通貨膨脹。

通貨膨脹必然表現(xiàn)為三個方面：

(1)從貨幣流通量上看，與其必要量相比顯得過多。

(2)從每單位貨幣所代表的價值不斷減少。

(3)從商品價格上看，物價總水平持續(xù)上漲。不是季節(jié)性、然性的價格上漲。暫時性、偶然性的價格上漲。

以上為一個問題的三個側(cè)面，彼此密切聯(lián)系，同時出現(xiàn)。一個國家出現(xiàn)通貨膨脹，必然引起物價總水平的上漲。在物價上漲的過程中，會出現(xiàn)兩個不平衡：一是貨幣的發(fā)行速度與物價的上漲速度不平衡；二是物價總水平上漲過程中，不同商品其價格上漲的時間、速度不平衡。這兩種不平衡主要表現(xiàn)在，在通貨膨脹的初期，物價上漲的速度慢于貨幣發(fā)行的速度；在通貨膨脹后期，物價上漲的速度要超過貨幣發(fā)行速度。

（二）通貨膨脹成因

1.內(nèi)因：我國發(fā)展

一般而言，超過3%則視為通貨膨脹，而超過5%則視為惡性通貨膨脹。自1978年改革開放以來，中國的通貨膨脹經(jīng)歷了兩個明顯的高峰。第一次高峰在1985-1989期間，1989年通脹率高達18%;第二次嚴重通貨膨脹發(fā)生在1993-1995年，連續(xù)三年通脹率都是兩位數(shù)，并在1994年創(chuàng)下最高為24.1%的記錄。

2007年7月我國物價指數(shù)同比上漲5.6%,自此拉響了我國新一輪通貨膨脹的警鐘。10月物價指數(shù)繼續(xù)攀升,同比上漲6.5%。這使我國面臨的通貨膨脹壓力進一步加大,在今年的中央經(jīng)濟工作會議上,中央決定明年實施“從緊貨幣政策”取代已實施十年之久的“穩(wěn)健的貨幣政策”。

央行面對日益增長的外匯儲備迫于匯率升值壓力的無奈之舉，一定程度上導(dǎo)致了物價上漲。貨幣持續(xù)發(fā)行，超過了經(jīng)濟需要，使得貨幣供給和產(chǎn)品的比例關(guān)系發(fā)生變化，所以引起最終品價格上漲。

貨幣超發(fā)而導(dǎo)致的“流動性持續(xù)過剩”是對當(dāng)前通貨膨脹的較好解釋，流動性過剩推動了信貸快速增長。

2.外因：全球經(jīng)濟環(huán)境對我國的影響

在國際大環(huán)境中，美國的次貸危機成了全球通貨膨脹的導(dǎo)火線。由于美國和英國房地產(chǎn)多年的持續(xù)上漲，導(dǎo)致高處不勝寒，開始下滑，從而引發(fā)了過度向房地產(chǎn)領(lǐng)域投放以次級按揭為代表貸款的金融機構(gòu)巨額虧損，特別是那些以“金融創(chuàng)新”為名將次級貸款證券化的西方大型金融機構(gòu)，相繼暴露在風(fēng)險面前。

2003年以來國際油價單邊上揚為全球通貨膨脹爆發(fā)打開了薄弱的突破口，2007年，原油價格在高位上繼續(xù)攀升，年末紐約報收96.98美元一桶，全年上漲幅度達到57%，2008年上半年最高達147.27美元。具有指標(biāo)性意義的原油價格上漲，帶動了鐵礦石、鋁土等原材料價格的同步上揚。為替代高價原油，美國進行玉米代替燃料計劃，玉米被大量煉制成乙醇，推高全球玉米價格，導(dǎo)致小麥和大豆種植面積減少，造成小麥、大米、大豆等基本農(nóng)產(chǎn)品價格上漲。

能源和糧食價格的過快上漲是本輪通貨膨脹的主力,價格的傳導(dǎo)不斷推動著各種成本的上揚。能源和糧食屬于工業(yè)生產(chǎn)的上游產(chǎn)品,當(dāng)其價格上漲積累到一定程度時,必然會傳導(dǎo)到下游產(chǎn)品,不斷高起的油價迫使全世界加快發(fā)展替代能源,進一步增加了對玉米加工為燃料乙醇的使用,推動了全世界玉米價格的上漲;油價上漲使化肥和柴油等價格上漲導(dǎo)致的產(chǎn)糧成本的提高需求的增加,以及飼料的價格上漲,直接表現(xiàn)為豬肉價格首當(dāng)其沖地上漲。當(dāng)前,食品上漲是一種全球現(xiàn)象,受全球糧價影響,個別生活必需品價格上漲已經(jīng)帶動其他相關(guān)生活必需品同時漲價。

長期以來，一直實行人民幣盯住美元匯率制度，當(dāng)人民幣對某一貨幣明顯升值時，我國對該貨幣發(fā)行國（區(qū)）的出口增速就會明顯下降，而進口增速明顯上升，這主要發(fā)生在以美元結(jié)算的國家。人民幣大幅升值使我國商品的國際競爭力受到巨大挑戰(zhàn)，原有的勞動力成本優(yōu)勢逐漸流失，對我國中小企業(yè)的出口造成很大沖擊。

為了擺脫金融危機和經(jīng)濟衰退，美國采取了極為寬松的貨幣政策，大幅減息，向市場注入大量資金。其結(jié)果是美元大幅貶值，從而推高國際大宗商品價格，至少在客觀上向全球（尤其是發(fā)展中國家）輸出了通貨膨脹

二、通貨膨脹影響我國經(jīng)濟的哪些方面

（一）對收入分配的影響

當(dāng)發(fā)生未預(yù)期通貨膨脹時，有固定貨幣收入的人以及債權(quán)人遭受損失。相反，對于非固定收入者及債務(wù)人都是受益者。在現(xiàn)代社會中主要包括股票持有者、企業(yè)和國家。

消費者一次性貨幣收入的增加,其未必將增加的貨幣收入等比例地用于現(xiàn)有的消費品中,究竟消費者如何分配新增貨幣收入可能會因收入水平的不同而不同。對于投資者而言,一次性貨幣收入的增加可能會增加實業(yè)投資、增加商品供給而降低實體經(jīng)濟部門的價格水平,也可能因為虛擬經(jīng)濟部門更高的收益率而增加對虛擬資產(chǎn)的投資導(dǎo)致實體經(jīng)濟部門供給不足從而提高實體經(jīng)濟部門的價格水平。虛擬經(jīng)濟通過影響通脹水平的供給和需求兩個方面作用于通脹水平。

（二）對財產(chǎn)分配的影響

由于通貨膨脹侵蝕著貨幣購買力，使任何以固定貨幣數(shù)量計算的資產(chǎn)的真實價值也受到影響。對于持有不變價格財產(chǎn)的人來說其擁有的債券、銀行存款的票面價值是相對固定的，實際價值將隨物價上漲而下降。對于持有可變價值財產(chǎn)的人來說，則正好相反，他們會因通貨膨脹而受益。

（三）對于經(jīng)濟效益的影響

通貨膨脹造成人們對貨幣貶值的預(yù)期，導(dǎo)致流通中的囤積居奇，出現(xiàn)“投資不如投機，生產(chǎn)不如囤積，存錢不如存貨“現(xiàn)象。導(dǎo)致生產(chǎn)下降，通貨膨脹惡化，企業(yè)不再致力于提高產(chǎn)品質(zhì)量，提高生產(chǎn)效率，降低成本，而是乘通貨膨脹之機，抬高物價，粗制濫造，結(jié)果形成資源浪費，生產(chǎn)能力降低，嚴重影響經(jīng)濟效益。

通貨膨脹的發(fā)生即意味著貨幣的貶值，當(dāng)居民的名義收入不變或其漲幅低于物價上漲幅度時，其實際收入將會減少。雖然2007年CPI為4.8%，但食品價格上漲了12.3%，其中肉禽及其制品價格上漲31.7%，油脂價格上漲26.7%，鮮蛋價格上漲22.9%，漲幅遠遠超過居民收入的增加，考慮到居民膳食結(jié)構(gòu)升級的影響，本輪通貨膨脹對居民收入的影響更大。

美國消費下滑直接影響中國出口和外貿(mào)順差，并且通過乘數(shù)效應(yīng)和全球效應(yīng)影響中國的投資和整體經(jīng)濟增長。直接降低中國出口的增速。對美出口占我國GDP的比重逐年提高，2007年達到7.2%，對美順差占總順差的62%。出口下降首先直接導(dǎo)致國民收入下降，繼而降低消費和投資（尤其是出口行業(yè)的投資），對國民收入又有間接影響。美國經(jīng)濟下滑還會影響其他國家對美國的出口和這些國家的收入增長，繼而影響這些國家從中國的進口。我們將以上直接和間接因素均考慮在內(nèi)估算美國GDP增速下降1個百分點，將帶來我國GDP增速下降1個百分點左右。美國經(jīng)濟下滑對我國當(dāng)年的出口影響較大，而對投資的影響則在次年更為明顯。也就是說，我國投資增速盡管今年因某些一次性因素將保持較快，但明年將大幅下降。

（四）對經(jīng)濟增長的影響

從短期看，當(dāng)有效需求不足而且社會存在閑置生產(chǎn)能力時，通貨膨脹可以刺激政府的投資性支出，擴大總需求，從而能夠刺激經(jīng)濟增長。從長期看，通貨膨脹會增加生產(chǎn)性投資風(fēng)險，提高經(jīng)營成本，使生產(chǎn)投資下降，從而不利于經(jīng)濟增長。

在生產(chǎn)力水平不發(fā)達,人們的消費以物質(zhì)消費品為主,物質(zhì)消費品供不應(yīng)求的狀態(tài)下,人們會將貨幣收入大多用于追逐物質(zhì)消費品,主流經(jīng)濟學(xué)的貨幣供給與通脹一一對應(yīng)關(guān)系成立,但隨著生產(chǎn)力水平的不斷提高,潛在的生產(chǎn)供給能力已經(jīng)能夠根據(jù)需求的變動及時提供物質(zhì)消費品,這將導(dǎo)致人們消費內(nèi)容的轉(zhuǎn)變,從以物質(zhì)消費品為主轉(zhuǎn)向物質(zhì)消費品、精神消費品并重,物質(zhì)消費品不再是人們關(guān)注和追逐的目標(biāo)。而潛在物質(zhì)消費品的生產(chǎn)供給能力和部分未計入GDP的精神消費品構(gòu)成了虛擬經(jīng)濟膨脹的基礎(chǔ)。大量資金由于逐利進入虛擬經(jīng)濟部門。這樣,貨幣供給的增加由于并不一定形成對物質(zhì)消費品的新增需求,可能會流入虛擬經(jīng)濟部門,因而未必會使實體經(jīng)濟部門價格水平上升。即便貨幣供給增加的同時實體經(jīng)濟部門價格水平上升未必是由于需求的變動所致,可能是由于過多資金流入虛擬經(jīng)濟部門,導(dǎo)致實體經(jīng)濟部門生產(chǎn)供給不足引起的,因而必須深入分析虛擬經(jīng)濟變動對實體經(jīng)濟價格水平的影響。

通貨膨脹不利于靠固定的貨幣收入維持生活的人，其實際收入因通貨膨脹而減少，對儲蓄者不利，還可以在債務(wù)人和債權(quán)人之間發(fā)生收入再分配的作用，還會引致失業(yè)甚至導(dǎo)致經(jīng)濟崩潰

（五）對國際收支的影響

通貨膨脹的國家，國內(nèi)市場商品價格上漲，出口商品價格也上漲，從而影響出口商品在國際市場上的競爭能力，出口減少。而本國貨幣貶值，必然導(dǎo)致進口商品價格降低，進口增加，致使國際收支惡化。在人民幣升值的預(yù)期初和美國的利率差,大量的國際游資和熱錢通過各種手段悄悄的進入中國市場,使得中國的流動性的大大過剩,其次的原因就是本幣不可以自由兌換,讓大量的國際游資和熱錢只可以進入,出去就很困難,從而也是造成流動性大大過剩的原因。

三、我國應(yīng)對通貨膨脹的對策

（一）緊縮性財政政策

通過緊縮財政支出、增加稅收，謀求預(yù)算平衡，減少財政赤字來減少總需求，降低物價水平。第一，減少財政赤字；第二，適度減少長期建設(shè)國債的國家發(fā)行規(guī)模；第三，優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，對一些可能會引發(fā)經(jīng)濟發(fā)展不穩(wěn)定因素或者過熱的因素，要進行嚴格控制。

（二）緊縮性貨幣政策

通過減少流通中的貨幣供應(yīng)量來減少總需求，降低物價水平。可以通過中央銀行的貨幣政策工具來實施。繼續(xù)實施穩(wěn)健的貨幣政策，就是要進一步控制信貸規(guī)模的過度擴張，使信貸規(guī)模保持合理穩(wěn)定的增長。進一步收縮銀行體系的流動性，進一步優(yōu)化信貸結(jié)構(gòu)，堅持有保有壓的原則。加快推進利率市場化的進程，完善人民幣匯率形成機制，增強匯率的彈性。

提高利率,收縮信貸,縮緊銀根,減少市場的流動性;同時,現(xiàn)階段人民幣升值預(yù)期比較大,熱錢會想方設(shè)法進入中國,中國政府要么繼續(xù)嚴格加強資本管制,阻止熱錢涌入;要么加快人民幣匯率改革,讓其快速回歸均衡匯率。否則,貨幣政策會失效。

（三）緊縮性收入政策

通過控制工資的增長來控制收入和產(chǎn)品成本的增加，進而控制物價水平?？梢酝ㄟ^以下幾個方面著手進行：第一規(guī)定工資和物價水平增長率的標(biāo)準，如規(guī)定工資增長率與勞動增長率保持一致。對于每個部門，由于勞動生產(chǎn)增長率與全國平均勞動生產(chǎn)增長率的差距引起的成本變動，允許其通過價格浮動來消除。第二工資-價格指導(dǎo)。通過各種形式的政府說服工作，使企業(yè)和工會自愿執(zhí)行政府公布的“工資-價格指導(dǎo)線”。第三工資-物價管理，即對工資和物價實行強制性凍結(jié)。第四以納稅為基礎(chǔ)的收入政策，即政府以稅收作為獎勵和懲罰的手段來限制工資-物價增長。

（四）價格政策

通過一定的手段限制價格壟斷，來避免抬高物價。針對2007年以來我國以食品類為代表的價格長時間的過快上漲，始終把“防止經(jīng)濟增長由偏快轉(zhuǎn)為過熱、防止價格由結(jié)構(gòu)性上漲演變?yōu)槊黠@通貨膨脹”作為當(dāng)前我國宏觀調(diào)控的主要目標(biāo)來抓。要按照控總量、穩(wěn)物價、調(diào)結(jié)構(gòu)、促平衡的基調(diào)，把抑制當(dāng)前食品和居住類價格的過快上漲作為當(dāng)前宏觀調(diào)控的重中之重。各級政府以及物價部門、有關(guān)部門，要切實采取有效價格手段和措施，強化價格宏觀調(diào)控監(jiān)管，控制總需求的過度擴張，保持總供需的基本平衡，確保價格總水平的基本穩(wěn)定。

現(xiàn)在也有學(xué)者對這種價格管制的政策提出了質(zhì)疑：易憲容先生就認為市場經(jīng)濟就是通過價格機制來形成對企業(yè)及個人有效的激勵與約束，讓企業(yè)、個人能夠根據(jù)市場價格的變化來調(diào)節(jié)其行為。如果市場價格被管制，那么企業(yè)與個人行為的激勵與約束機制就會顯得力不從心。價格政策是否能行之有效，我們得通過市場的實際檢驗才能證明。

（五）供給政策

通過降低稅率，刺激儲蓄和投資，從而增加商品和服務(wù)，消除總需求與總供給的缺口。如果市場中出現(xiàn)壟斷，物價易于人為控制，則發(fā)生通貨膨脹的概率較高。通過加強競爭，充分發(fā)揮市場競爭機制的作用，可以消除人為控制物價的隱患。應(yīng)采取措施進一步完善市場體系，促進生產(chǎn)要素市場、產(chǎn)權(quán)市場、期貨市場的健康運行和發(fā)展，特別是要防范和打擊農(nóng)產(chǎn)品市場中的壟斷和哄抬物價行為。當(dāng)前，尤其是要注重發(fā)展期貨市場，獲取參與資源的定價權(quán)。

中國是石油、銅等原材料的重要購買國，但參與交易規(guī)則制定的權(quán)利非常有限，應(yīng)逐步推出各種原材料的期貨產(chǎn)品，參與國際期貨市場。建立完善的經(jīng)濟信息系統(tǒng)，應(yīng)增強相關(guān)信息的透明度、公開度、真實度，防止虛假信息，誤導(dǎo)民眾。

四、結(jié)語

目前對于中國貨幣政策框架的走向還沒有定論。但隨著通貨膨脹這一目標(biāo)在我國經(jīng)濟體中地位的提升，控制通貨膨脹無疑成為新貨幣政策的關(guān)鍵目標(biāo)。