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(jì)學(xué)中一個(gè)非常重要的問(wèn)題，它關(guān)系到一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、社會(huì)穩(wěn)定以及人民生活福利水平。嚴(yán)重的通貨膨脹不僅僅會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而其還有可能引起社會(huì)政治危機(jī)。中國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革以來(lái)，平均年通貨膨脹率不到10%，較之其他發(fā)展中國(guó)家、獨(dú)聯(lián)體諸國(guó)和東歐國(guó)家，通貨膨脹率不算高。但中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)的通貨膨脹率變化很大，既經(jīng)歷過(guò)年通貨膨脹率達(dá)到20%以上的嚴(yán)重通貨膨脹，也經(jīng)歷過(guò)輕微的通貨緊縮，通貨膨脹動(dòng)態(tài)路徑轉(zhuǎn)換頻繁，不確定性程度很強(qiáng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)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(dòng)相結(jié)合，是當(dāng)前中國(guó)通貨膨脹的一大特征，因此加強(qiáng)對(duì)不確定性的研究，不僅僅只是實(shí)踐的需要，也是通貨膨脹理論和其他經(jīng)濟(jì)理論發(fā)展的要求。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)對(duì)通貨膨脹水平與不確定性的關(guān)系進(jìn)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(cuò)誤，當(dāng)公眾預(yù)期的通貨膨脹與實(shí)際的通貨膨脹相差很多時(shí)，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(dòng)性指標(biāo)，研究結(jié)果均表明通脹均值和波動(dòng)性之間存在較強(qiáng)的正相關(guān)性。

隨著經(jīng)濟(jì)計(jì)量技術(shù)的發(fā)展，Engle利用條件異方差模型（ARCH）對(duì)英國(guó)和美國(guó)通貨膨脹的易變性進(jìn)行了實(shí)證研究，估計(jì)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(duì)通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系進(jìn)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(cè)的通脹新息的波動(dòng)性，它是事先的方差而不是像移動(dòng)平均標(biāo)準(zhǔn)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(dòng)的條件方差服從一個(gè)確定的自回歸過(guò)程，因此，波動(dòng)的改變即是一個(gè)已知過(guò)程，這與不確定性的概念不符。與GARCH 類模型不同，隨機(jī)波動(dòng)（SV）模型令條件方差包含某些隨機(jī)過(guò)程的不可見(jiàn)成分，因此，波動(dòng)的改變是隨機(jī)變化的，這種隨機(jī)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(duì)于GARCH 模型，Danielsson等的研究認(rèn)為SV類模型在實(shí)證檢驗(yàn)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(shí)變特征。

理論模型及參數(shù)估計(jì)

（一）理論模型

在時(shí)間序列波動(dòng)研究文獻(xiàn)中，SV模型是一類隨機(jī)微分方程的離散化表示，其波動(dòng)性不僅與以往的波動(dòng)情況相關(guān)，還依賴于當(dāng)前的信息項(xiàng)，通過(guò)對(duì)未觀測(cè)隨機(jī)過(guò)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(shí)際時(shí)間序列的尖峰后尾的能力，其對(duì)時(shí)間序列波動(dòng)的描述能力更強(qiáng)。

設(shè)時(shí)間序列通貨膨脹水平rt，根據(jù)通貨膨脹水平的波動(dòng)性，假定rt服從分布：rt～N（0，σt2），其中σt2是rt基于t-1時(shí)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(xiàng)εt和ηt互不相關(guān)；為持續(xù)性參數(shù)，反映了當(dāng)前波動(dòng)對(duì)未來(lái)波動(dòng)的影響，

在SV-t 模型的基礎(chǔ)上，為刻畫通貨膨脹波動(dòng)與預(yù)期觀測(cè)值的相關(guān)關(guān)系，可以在均值方程中引入波動(dòng)項(xiàng)作為均值回復(fù)的一個(gè)影響因素，以考察條件分布對(duì)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(cè)值，d為風(fēng)險(xiǎn)溢出系數(shù)，它用來(lái)度量波動(dòng)對(duì)預(yù)期觀測(cè)變量的影響，若d>0，表示波動(dòng)和預(yù)期觀測(cè)變量具有正向相關(guān)關(guān)系，d值的大小表示波動(dòng)變動(dòng)一個(gè)單位時(shí)對(duì)預(yù)期觀測(cè)變量的影響程度。

（二）參數(shù)估計(jì)

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(duì)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(jì)采用基于MCMC（Markov Chain Monte Carlo）的貝葉斯估計(jì)方法。MCMC方法將隨機(jī)過(guò)程中的馬爾可夫過(guò)程引入到Monte Carlo模擬中，建立馬爾可夫鏈，實(shí)現(xiàn)動(dòng)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(yàn)分布相同，當(dāng)馬爾可夫鏈?zhǔn)諗繒r(shí)，模擬值可以看作是從后驗(yàn)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(cè)的潛在對(duì)數(shù)波動(dòng)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(cè)量的聯(lián)合先驗(yàn)概率可以表示為：

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

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

（3）

類似地可以得到參數(shù)φ、τ、υ、d的后驗(yàn)條件分布如下：

（4）

（5）

（6）

（7）

根據(jù)MCMC參數(shù)估計(jì)的基本原理可知，平穩(wěn)分布與初始分布無(wú)關(guān)，Markov鏈在經(jīng)過(guò)足夠多的次數(shù)迭代后，若各個(gè)時(shí)刻狀態(tài)的邊際分布都是平穩(wěn)分布，則認(rèn)為該Markov鏈為收斂的，因此，參數(shù)的后驗(yàn)分布不會(huì)隨著參數(shù)的先驗(yàn)分布發(fā)生顯著變化，由此我們參照Kim等的經(jīng)驗(yàn)選取以下分布作為先驗(yàn)分布：

實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源及統(tǒng)計(jì)特征分析

數(shù)據(jù)來(lái)源。下面的檢驗(yàn)中本文使用的通貨膨脹率水平（r） 是采用我國(guó)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)（CPI）的對(duì)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(gè)。樣本自1990年始是因?yàn)槲覀儫o(wú)法獲得更早年份的月度統(tǒng)計(jì)資料，而且從20世紀(jì)80年代商品價(jià)格才開(kāi)始逐步放開(kāi)，此前嚴(yán)格受國(guó)家計(jì)劃控制。數(shù)據(jù)來(lái)源是國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)月報(bào)》。

數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)特征分析。從圖1可以發(fā)現(xiàn)，上世紀(jì)90年代以來(lái)，我國(guó)的價(jià)格水平波動(dòng)十分明顯，經(jīng)濟(jì)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(guò)程在不同階段的行為特征差別明顯，其動(dòng)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(guò)程。即有0.277的高通貨膨脹時(shí)期，也有了-0.0181的低通貨緊縮時(shí)期。同時(shí)，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(guò)25 %，為建國(guó)以來(lái)最高水平。這次物價(jià)上漲同樣源于貨幣的過(guò)度供給，糧價(jià)改革以及能源價(jià)格的提高也是物價(jià)上漲的直接誘導(dǎo)因素。價(jià)格改革和調(diào)整盡管導(dǎo)致了高通脹，然而從這一階段開(kāi)始價(jià)格的市場(chǎng)形成機(jī)制得以確立（易綱，1996）。1998-2002年中國(guó)出現(xiàn)了長(zhǎng)達(dá)5年的通貨緊縮，價(jià)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(dòng)劇烈的特點(diǎn)形成鮮明對(duì)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(dá)到了高峰。到了2009年出現(xiàn)了短暫的通貨緊縮，我國(guó)新一輪的通貨膨脹自2010年初啟動(dòng)，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(jià)格變化的波動(dòng)程度較大而通貨緊縮階段價(jià)格的波動(dòng)程度已經(jīng)明顯降低。

建立分析模型之前，我們先簡(jiǎn)要考察要檢驗(yàn)的數(shù)據(jù)序列的基本統(tǒng)計(jì)特征。用EVIEWS6.0軟件對(duì)通脹率r進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，表1給出了通脹率r序列的描述性統(tǒng)計(jì)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(yàn)統(tǒng)計(jì)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(shuō)明通脹率在少數(shù)月份中出現(xiàn)了異常值。為了檢驗(yàn)通脹率r的異方差特征，針對(duì)樣本均值的偏差序列以及其平方序列分別計(jì)算了Ljung-Box統(tǒng)計(jì)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(jì)量說(shuō)明偏差序列顯著存在ARCH效應(yīng)即具有異方差特征。ADF檢驗(yàn)用來(lái)判別序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)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(shí)變的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）模型參數(shù)估計(jì)及收斂性檢驗(yàn)

模型的參數(shù)估計(jì)?？紤]到通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系具有時(shí)變性特征，將基礎(chǔ)SV模型拓展為SV- MT模型。為了估計(jì)SV- MT模型的參數(shù)，我們采用貝葉斯估計(jì)，MCMC的Gibbs抽樣次數(shù)為50000次，由于Markov鏈?zhǔn)諗壳暗囊欢螘r(shí)間的迭代中，各狀態(tài)的邊際分布還不能認(rèn)為是平穩(wěn)的，因而選擇“燃燒”舍去前25000個(gè)抽樣值，在此基礎(chǔ)上在進(jìn)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(jì)的Monte Carlo試驗(yàn)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(yàn)分布核密度估計(jì)圖，表2是各參數(shù)的估計(jì)值。

由圖2可以看出，模型參數(shù)φ和υ的后驗(yàn)分布具有偏態(tài)特征，其他參數(shù)的后驗(yàn)分布都具有對(duì)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(yàn)分布呈現(xiàn)出偏態(tài)特征。綜合各個(gè)參數(shù)的后驗(yàn)分布核密度圖，對(duì)利用MCMC方法抽樣得到的Monte Carlo 樣本進(jìn)行進(jìn)一步的分析，可以得到模型參數(shù)的貝葉斯估計(jì)值以及相應(yīng)的分位區(qū)間估計(jì)。由表2可以看出，波動(dòng)方程的自回歸參數(shù)φ的貝葉斯后驗(yàn)均值為0. 982， 表示通貨膨脹的不確定具有較強(qiáng)的持續(xù)性特征，類似于金融收益率波動(dòng)的持續(xù)性過(guò)程，風(fēng)險(xiǎn)溢出系數(shù)d的貝葉斯后驗(yàn)均值為5.978，由于d可以用來(lái)度量波動(dòng)對(duì)預(yù)期觀測(cè)變量的影響，值為正則說(shuō)明通脹不確定性對(duì)通脹水平具有正向影響。

模型的收斂性檢驗(yàn)。采用MCMC 估計(jì)，參數(shù)估計(jì)值序列的收斂性診斷異常重要，如果一個(gè)參數(shù)估計(jì)值序列不收斂，那就意味著它不會(huì)圍繞一個(gè)值來(lái)波動(dòng)，方差將會(huì)很大，也就是等價(jià)于一個(gè)回歸模型中的回歸參數(shù)的t值非常小，從而無(wú)法通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)?；诖耍覀円獙?duì)模型進(jìn)行收斂性診斷。

首先，由表2可以看到，各個(gè)參數(shù)的MC誤差遠(yuǎn)小于標(biāo)準(zhǔn)差，我們可以得到一個(gè)初步的結(jié)論，參數(shù)的估計(jì)趨于收斂。為了進(jìn)一步證實(shí)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(gè)判斷收斂性的診斷統(tǒng)計(jì)量R，一般來(lái)說(shuō)，>1，當(dāng)Markov 鏈趨于收斂時(shí)，應(yīng)趨近于1。表2已經(jīng)給出了G- R檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，可以看出各個(gè)變量的G- R檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均在1.0-1.1之間，因此，可以認(rèn)為模型各個(gè)參數(shù)的樣本分布已經(jīng)收斂到其后驗(yàn)分布，即采用MCMC穩(wěn)態(tài)模擬估計(jì)模型參數(shù)是有效的。

（三）通貨膨脹及其不確定水平的動(dòng)態(tài)分析

為了進(jìn)一步研究通貨膨脹水平與不確定的動(dòng)態(tài)關(guān)系，接下來(lái)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(gè)正的沖擊，通脹水平在第2期達(dá)到最大值，即r對(duì)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(guò)來(lái)，通脹水平的變化對(duì)其不確定的影響基本接近于0，說(shuō)明h對(duì)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(yàn)結(jié)論表明：劇烈的通貨膨脹不確定性會(huì)推動(dòng)通貨膨脹上升，反之則沒(méi)有相應(yīng)的證據(jù)支撐。

結(jié)論

本文針對(duì)我國(guó)通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系具有時(shí)變性特征，建立SV- MT模型來(lái)刻畫我國(guó)的通脹不確定性動(dòng)態(tài)特征，運(yùn)用MCMC方法對(duì)我國(guó)1990年1月至2011年9月的通脹水平和不確定性的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明：SV- MT模型能很好的刻畫我國(guó)的通脹不確定性動(dòng)態(tài)特征，我國(guó)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(duì)通脹水平具有正向影響作用，同時(shí)也說(shuō)明了我國(guó)目前的宏觀經(jīng)濟(jì)政策框架中含有相機(jī)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(jī)抉擇貨幣政策下通貨膨脹波動(dòng)低于完全相機(jī)抉擇下的波動(dòng)，因此從長(zhǎng)期來(lái)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(huì)福利損失。

另外，在SV-MT模型中，我們均假定均值方程和波動(dòng)方程的擾動(dòng)項(xiàng)εt與ηt是相互獨(dú)立的，沒(méi)有考慮兩個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)之間的相關(guān)關(guān)系，在接下來(lái)的研究中，我們可以把這種假定放開(kāi)到更一般的情況，用兩個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)之間相關(guān)關(guān)系來(lái)說(shuō)明利空（觀測(cè)值為負(fù)）或利好（觀測(cè)值為正）消息對(duì)波動(dòng)影響的非對(duì)稱性，即在SV-MT模型的基礎(chǔ)上考慮這種波動(dòng)對(duì)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(dòng)態(tài)特征。

參考文獻(xiàn)：

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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(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中普遍存在的問(wèn)題，而歷史上關(guān)于通貨膨脹的理論分析，經(jīng)濟(jì)學(xué)界不同學(xué)派的爭(zhēng)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(jì)規(guī)模增長(zhǎng)；菲利普斯曲線模型則強(qiáng)調(diào)通貨膨脹與失業(yè)的關(guān)系。中國(guó)目前的通脹問(wèn)題有其基于歷史和國(guó)情基礎(chǔ)上的特殊性，認(rèn)真分析研究中國(guó)的通脹問(wèn)題，對(duì)于深化認(rèn)識(shí)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(lái)，我國(guó)的通貨膨脹形勢(shì)愈加嚴(yán)重。由此引發(fā)的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)問(wèn)題也越來(lái)越明顯，如果物價(jià)進(jìn)一步上升，必將在未來(lái)導(dǎo)致十分嚴(yán)重的后果。通貨膨脹已經(jīng)成為國(guó)人面臨的亟待解決的大問(wèn)題。深度挖掘通貨膨脹成因，找出解決問(wèn)題的對(duì)策，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)未來(lái)的發(fā)展有著決定性的作用和重大的現(xiàn)實(shí)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(rèn)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(wú)關(guān)系。因此，貨幣學(xué)派認(rèn)為：通貨膨脹導(dǎo)因于貨幣供給率高于經(jīng)濟(jì)規(guī)模增長(zhǎng)。

貨幣主義學(xué)派主張以GDP平減指數(shù)與貨幣供給增長(zhǎng)來(lái)作測(cè)量通貨膨脹存在與否的標(biāo)準(zhǔn)，并由中央銀行設(shè)定利率來(lái)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(rèn)為貨幣流通速度的增長(zhǎng)率為0。所以，當(dāng)貨幣數(shù)量改變時(shí)，就引起了名義產(chǎn)量?jī)r(jià)值同比例的變動(dòng)。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(dòng)直接反映在了物價(jià)的變動(dòng)上。因此，當(dāng)貨幣供給迅速增加時(shí)，往往會(huì)導(dǎo)致強(qiáng)烈的通貨膨脹。

2菲利普斯模型分析

菲利普斯曲線模型認(rèn)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(jì)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(jì)蕭條，這時(shí)工資與物價(jià)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(jì)繁榮，這時(shí)工資與物價(jià)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(dòng)的關(guān)系。

后來(lái)經(jīng)過(guò)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(lái)看待通貨膨脹問(wèn)題。

1.3 本文的特色和新意

本文首先簡(jiǎn)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(jì)學(xué)觀點(diǎn)來(lái)分析當(dāng)前的通貨膨脹問(wèn)題。筆者通過(guò)對(duì)這兩種經(jīng)濟(jì)學(xué)觀點(diǎn)綜合分析，并應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews6.0對(duì)它們之間的影響力關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。從而對(duì)我國(guó)在未來(lái)貨幣政策的決策上提出一些建議。

2.實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)的選取與說(shuō)明

誠(chéng)然，通貨膨脹最直接的反應(yīng)就是物價(jià)的上漲，本文選用全國(guó)消費(fèi)者價(jià)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(qiáng)調(diào)貨幣在經(jīng)濟(jì)中的核心地位，強(qiáng)調(diào)貨幣供應(yīng)量是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)與物價(jià)變動(dòng)的決定因素。菲利普斯曲線模型更加強(qiáng)調(diào)失業(yè)對(duì)通貨膨脹的影響，通過(guò)對(duì)這兩個(gè)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(lái)人民幣匯率的升高無(wú)疑是導(dǎo)致通貨膨脹的一個(gè)十分重要的因素。所以，結(jié)合當(dāng)下中國(guó)問(wèn)題的實(shí)際情況，有必要將匯率R作為另一個(gè)自變量加入模型。

本文采用1990年至2011年的22組數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析。人民幣匯率以中國(guó)人民銀行公布的年度數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)和廣義貨幣供給量以國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的年度數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。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?cè)O(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(fèi)價(jià)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(jì)更加精確，我們將上述變量均做了對(duì)數(shù)變換。

應(yīng)用最小二乘法估計(jì)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(yàn)

首先要對(duì)原模型進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，以確保隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)服從正態(tài)分布的假設(shè)成立，通過(guò)Eviews分析容易看出“Jarque-Bera”項(xiàng)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(yàn)與F檢驗(yàn)

從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，三個(gè)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(yàn)臨界值t0.025（20）=2.086容易看到三個(gè)自變量的t值的絕對(duì)值均在臨界值之上，故三個(gè)解釋變量通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，可以認(rèn)為它們與因變量之間存在顯著的線性關(guān)系。

估計(jì)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(rèn)為F檢驗(yàn)通過(guò)，即自變量聯(lián)合體對(duì)因變量的解釋程度很高。

2.2.2 異方差檢驗(yàn)

本文采用懷特檢驗(yàn)來(lái)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(jìn)地服從自由度為輔助回歸方程中解釋變量個(gè)數(shù)的X2分布。經(jīng)過(guò)分析，“Obs*R-squared”項(xiàng)對(duì)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(rèn)為原模型不存在異方差性。

2.2.3 序列自相關(guān)檢驗(yàn)

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(yàn)法失效，故改用拉格朗日乘數(shù)法檢驗(yàn)。

拉格朗日乘數(shù)法由一階開(kāi)始檢驗(yàn)，若存在一階序列自相關(guān)，則可檢驗(yàn)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(jì)量服從自由度為1的X2分布。我們通過(guò)Eviews對(duì)原模型分別進(jìn)行一階和二階序列自相關(guān)檢驗(yàn)。結(jié)果表明：在“Obs*R-squared”項(xiàng)對(duì)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(rèn)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(yàn)

通過(guò)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(jì)值比較合理，具有經(jīng)濟(jì)意義，三個(gè)自變量之間的相關(guān)系數(shù)都不大，故可以認(rèn)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(yàn)結(jié)果，我們看到三個(gè)自變量（M2、R和E）均能對(duì)因變量CPI有著顯著的影響。回歸模型通過(guò)了異方差、序列相關(guān)和多重共線性的檢驗(yàn)，這說(shuō)明通過(guò)調(diào)整這三個(gè)自變量，就能有效地實(shí)現(xiàn)對(duì)最終目標(biāo)CPI的有效干預(yù)。

不僅如此，通過(guò)比較三個(gè)自變量的t統(tǒng)計(jì)量我們能夠發(fā)現(xiàn)，它們對(duì)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(jì)政策的時(shí)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(gè)自變量因素均能對(duì)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(wèn)題。中國(guó)的經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了極大的飛躍，一些權(quán)威國(guó)際機(jī)構(gòu)和貿(mào)易伙伴一直認(rèn)為人民幣存在價(jià)值低估，而且外匯節(jié)余過(guò)多本身就表明外幣的定價(jià)過(guò)高。我國(guó)的利率市場(chǎng)化道路發(fā)展還很不完善。不僅如此，匯率的決定開(kāi)始摻雜了越來(lái)越多的政治因素，以美國(guó)為首的國(guó)際力量的壓力迫使人民幣升值的趨勢(shì)進(jìn)一步增強(qiáng)。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(guó)的廣義貨幣供應(yīng)量水平的增加提升了物價(jià)指數(shù)。2008年末，為了應(yīng)對(duì)由美國(guó)次貸危機(jī)引發(fā)的全球性經(jīng)濟(jì)危機(jī)，我國(guó)政府的 “四萬(wàn)億投資計(jì)劃”取得了一定的效果，但貨幣的過(guò)量增發(fā)也為物價(jià)上漲埋下了禍根。另外，越來(lái)越多的熱錢流入使物價(jià)上漲不可避免。同時(shí)還導(dǎo)致產(chǎn)能的嚴(yán)重過(guò)剩，從而可能導(dǎo)致更嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)問(wèn)題。

事實(shí)上，近年來(lái)由于流通中貨幣量過(guò)多，除了各地不斷出現(xiàn)炒房團(tuán)蜂擁推高房?jī)r(jià)之外，綠豆、大蒜、玉石、黃金等商品價(jià)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(lái)我國(guó)的貨幣發(fā)行狀況。

最后，就業(yè)和許多其他因素對(duì)CPI也起著明顯的作用。就業(yè)等因素對(duì)物價(jià)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(lái)國(guó)內(nèi)通脹成因的一個(gè)重要組成部分。總體來(lái)看，我國(guó)近年來(lái)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(shì)，這是經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速的表現(xiàn)之一，但隨之而來(lái)的副作用就是較高的就業(yè)率會(huì)帶來(lái)一定程度上的通貨膨脹壓力。

3.2 未來(lái)的政策建議

基于以上的結(jié)論，針對(duì)我國(guó)當(dāng)前的通脹形勢(shì)，可以得到以下幾點(diǎn)啟發(fā)或建議：

1.適當(dāng)調(diào)整我國(guó)當(dāng)前的匯率政策。近年來(lái)人民幣升值壓力明顯，過(guò)度的升值會(huì)給國(guó)內(nèi)的物價(jià)指數(shù)也帶來(lái)上升的壓力。盡管匯率的決定問(wèn)題比較復(fù)雜，政府還是應(yīng)該出臺(tái)一些金融政策來(lái)穩(wěn)定人民幣的匯率。

2.嚴(yán)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(duì)CPI的顯著性僅比匯率稍差。所以相對(duì)于匯率的調(diào)整，對(duì)貨幣供給量的控制要簡(jiǎn)單而有效得多，時(shí)滯也更短。貨幣當(dāng)局如果能按照經(jīng)濟(jì)成長(zhǎng)的速度，長(zhǎng)期而穩(wěn)定地增加貨幣供給量，即可保持物價(jià)穩(wěn)定，使經(jīng)濟(jì)體系處在一個(gè)均衡的狀態(tài)之中。

3.穩(wěn)定國(guó)內(nèi)就業(yè)狀況。隨著全國(guó)經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，就業(yè)率和就業(yè)人口的提高無(wú)可厚非，我國(guó)近年來(lái)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(shí)度勢(shì)，進(jìn)一步穩(wěn)定就業(yè)人口，將就業(yè)率保持在一個(gè)適當(dāng)?shù)乃缴稀?/p>

4.提高國(guó)家公信力，從各個(gè)方面控制物價(jià)的盲目上漲。實(shí)際生活中的通貨膨脹問(wèn)題從來(lái)都不是一兩個(gè)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(tái)各個(gè)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(lái)物價(jià)上漲的問(wèn)題。（作者單位：首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)）

參考文獻(xiàn)

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[3]劉元春.《中國(guó)通貨膨脹成因的研究》.中國(guó)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(jià)格 通貨膨脹 格蘭杰檢驗(yàn)

一、引言

農(nóng)業(yè)作為一種自然再生產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)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(shí)間分布的集中性以及市場(chǎng)信號(hào)影響的滯后性，因而諸如糧食、棉花等農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的周期波動(dòng)是一種必然現(xiàn)象。然而，為什么在糧食增產(chǎn)背景下，糧價(jià)還上漲，甚至出現(xiàn)異常波動(dòng)？其根本原因在于，糧價(jià)不由市場(chǎng)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(jī)炒作、政府調(diào)控政策、不當(dāng)輿論推波助瀾等。

對(duì)于糧食價(jià)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(zhēng)議。有研究表明，從機(jī)理上來(lái)看，糧價(jià)上漲對(duì)CPI的影響僅具結(jié)構(gòu)性特征，并不是推動(dòng)通脹的根本因素。甚至一些發(fā)達(dá)國(guó)家將CPI中的食品和能源消費(fèi)價(jià)格剔除，以形成核心CPI，來(lái)分析價(jià)格水平和宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)。周殿昆（1996）認(rèn)為，改革開(kāi)放以來(lái)三次嚴(yán)重通貨膨脹中，食品類價(jià)格上漲始終是加劇零售物價(jià)總指數(shù)上漲的主要因素。盧鋒、彭凱翔（2002）認(rèn)為是通貨膨脹在影響糧價(jià)變動(dòng)，而不是糧價(jià)上漲導(dǎo)致通貨膨脹。敬艷輝、王曉輝（2006）則表明，糧價(jià)長(zhǎng)期高位運(yùn)行會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹，但短期內(nèi)對(duì)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(guó)內(nèi)外農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的變化和原因以及未來(lái)糧食價(jià)格走勢(shì)，表明我國(guó)政府糧價(jià)控制政策在穩(wěn)定國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格方面發(fā)揮了重要作用，但農(nóng)民沒(méi)有從全球糧價(jià)上漲中獲取應(yīng)得利益，甚至還可能遭受糧價(jià)下降的沖擊。程國(guó)強(qiáng)，胡冰川，徐雪高（2008）研究了2007年中國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格的持續(xù)上漲，稱其直接誘因是食品價(jià)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(duì)農(nóng)民增收意義重大。李新禎（2011）通過(guò)研究，發(fā)現(xiàn)糧食價(jià)格對(duì)CPI具有不同滯后期的短期、長(zhǎng)期因果關(guān)系。

二、研究方法與數(shù)據(jù)收集

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

且將全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）來(lái)表示通貨膨脹水平，采用的經(jīng)過(guò)處理的以2008年12月為基期的每月全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；以全國(guó)糧食批發(fā)價(jià)格指數(shù)（GRPI）來(lái)表示糧食價(jià)格，采用的是以2008年12月為基期的全國(guó)糧食類批發(fā)價(jià)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(lái)源為：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、中華糧網(wǎng)、中國(guó)糧食市場(chǎng)發(fā)展報(bào)告（2011）。

三、糧食價(jià)格與通貨膨脹關(guān)系的計(jì)量分析

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

（1）單位根檢驗(yàn)

對(duì)變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)之前，首先對(duì)CPI和GRPI兩個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，采用ADF統(tǒng)計(jì)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(rèn)為原序列存在單位根，即為非平穩(wěn)序列。兩個(gè)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(rèn)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(gè)變量滿足下一步的分析條件。

（2）協(xié)整性檢驗(yàn)

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(jì)在0.00的顯著性水平下顯著，殘差項(xiàng)存在正的一階自相關(guān)。

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

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(shuō)明，CPI和GRPI之間存在協(xié)整關(guān)系，即糧食價(jià)格與通貨膨脹有著長(zhǎng)期穩(wěn)定的聯(lián)系。

（3）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

關(guān)于CPI和GRPI兩變量誰(shuí)為因，誰(shuí)為果，故需要對(duì)其進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。

從表3、表4中可知，在5%顯著水平上，CPI是GRPI的原因。這是因?yàn)镃PI本身就包含了糧食價(jià)格這一項(xiàng)，由于數(shù)據(jù)和統(tǒng)計(jì)方法等限制，筆者無(wú)法從CPI中剔除糧食價(jià)格這一變量，而得到新的不包含糧食價(jià)格的CPI；另外，本文選取的數(shù)據(jù)本身就是糧食批發(fā)價(jià)格，而任何一個(gè)行業(yè)的價(jià)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(huì)受到整個(gè)國(guó)家宏觀物價(jià)水平的影響，在全社會(huì)出現(xiàn)通貨膨脹時(shí)，糧食價(jià)格必然會(huì)隨著CPI的升高而上升。由以上分析，可認(rèn)為，近三年，糧食價(jià)格的變動(dòng)會(huì)受到通貨膨脹的影響，但具體會(huì)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(zhǎng)期，我國(guó)糧食價(jià)格與通貨膨脹存在協(xié)整關(guān)系，且糧食價(jià)格對(duì)通貨膨脹的長(zhǎng)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(duì)于糧食價(jià)格有滯后2期的影響，說(shuō)明糧食價(jià)格對(duì)于通貨膨脹的變動(dòng)大約會(huì)在2個(gè)月內(nèi)作出反應(yīng)。

自2004年恢復(fù)增產(chǎn)以來(lái)，糧食總產(chǎn)量已實(shí)現(xiàn)“八連增”。然而在如此形勢(shì)下，糧價(jià)卻在持續(xù)上揚(yáng)，其根源在于增長(zhǎng)緩慢的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與上升過(guò)快的成本。若人為壓制糧價(jià)，必然會(huì)挫傷農(nóng)民種糧積極性。因此，未來(lái)我國(guó)糧食政策應(yīng)當(dāng)有所側(cè)重，如控制糧價(jià)合理上漲，增加糧農(nóng)補(bǔ)貼，推進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)。

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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(jì)增長(zhǎng)

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(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%、-15%)，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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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(guò)正常經(jīng)濟(jì)運(yùn)行所需的數(shù)量而引起的貨幣貶值和價(jià)格水平全面、持續(xù)上漲的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。中反復(fù)發(fā)作的頑癥。在對(duì)通貨膨脹研究時(shí)，經(jīng)濟(jì)學(xué)者通常把通貨膨脹分成需求拉動(dòng)型、成本推動(dòng)型和結(jié)構(gòu)型三種，其實(shí)是從三個(gè)方面來(lái)論述通貨膨脹的原因。當(dāng)前我國(guó)物價(jià)經(jīng)歷了持續(xù)的上漲，嚴(yán)重影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。正確的分析其原因顯得重要而迫切。

一、我國(guó)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(guó)民生產(chǎn)總值是平減指數(shù)。以下從當(dāng)前我國(guó)CPI和PPI認(rèn)識(shí)通貨膨脹的概況。

通過(guò)表1可以看出（1）我國(guó)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(kāi)始的，2008年要密切關(guān)注由PPI推動(dòng)的CPI上漲。

二、我國(guó)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(jì)學(xué)角度來(lái)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(fèi)膨脹和投資膨脹兩個(gè)方面來(lái)說(shuō)明。

(1)消費(fèi)膨脹：我國(guó)當(dāng)前的人均GDP已經(jīng)超過(guò)2000美元。隨著人均GDP的提高，一方面人均消費(fèi)水平也會(huì)隨之提高，另一方面由于我國(guó)利率水平長(zhǎng)期處于低位，居民的儲(chǔ)蓄傾向下降，消費(fèi)傾向上升。這都推動(dòng)了消費(fèi)膨脹。同時(shí)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型也造成了消費(fèi)膨脹。隨著我國(guó)國(guó)民收入的迅速提高，居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)也在發(fā)生著變化，在消費(fèi)結(jié)構(gòu)中不僅增加了肉、蛋、禽的消費(fèi)比重，而且對(duì)食品的營(yíng)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(fèi)大量的糧食，糧食需求迅速膨脹，但我國(guó)的糧食產(chǎn)量卻增長(zhǎng)緩慢，供需之間的缺口拉大，糧食價(jià)格開(kāi)始上漲。同時(shí)，企業(yè)為了迎合居民對(duì)食品營(yíng)養(yǎng)和健康方面的要求，更加注重對(duì)糧食等原材料的健康要求。在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)無(wú)法滿足其需求情況下，轉(zhuǎn)而把目光投向國(guó)際市場(chǎng)。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(jià)格購(gòu)買糧食等原材料，企業(yè)成本的增加也推動(dòng)食品價(jià)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(gè)方面：

①社會(huì)固定資產(chǎn)投資的上漲 。從2002年開(kāi)始，我國(guó)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資增速都在20%以上，2007年增速達(dá)到24.8%，經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)過(guò)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(kāi)了物價(jià)全面上漲的序幕，最終從生產(chǎn)資料領(lǐng)域傳導(dǎo)到消費(fèi)品領(lǐng)域。

②國(guó)外資本流入。由于世界經(jīng)濟(jì)的不景氣和人民幣升值的影響，外商投資和國(guó)際熱錢大量的進(jìn)入我國(guó)，國(guó)外資金的大量進(jìn)入使我國(guó)的外匯儲(chǔ)備迅速提高，2008年3月我國(guó)的外匯儲(chǔ)備已經(jīng)達(dá)到1.68萬(wàn)億美元。中央銀行被迫向社會(huì)投放大量的基礎(chǔ)貨幣，全社會(huì)流動(dòng)性過(guò)剩的壓力越來(lái)越大。同時(shí)受美國(guó)次貸危機(jī)的影響，一些國(guó)外的投資者將資金投向我國(guó)市場(chǎng)，使流動(dòng)性過(guò)剩問(wèn)題雪上加霜。

2.成本因素。企業(yè)是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)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(jià)格上漲：經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，上游投入品價(jià)格上升較快一定會(huì)在一段時(shí)間后傳導(dǎo)到最終消費(fèi)品價(jià)格上，對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生成本推動(dòng)的壓力。當(dāng)前大宗商品的價(jià)格在高位運(yùn)行。近期美國(guó)，以及相關(guān)一些國(guó)家不斷降低利率，主要貨幣的貶值已使原油價(jià)格攀上100美元大關(guān)；糧食的工業(yè)需求的大幅增長(zhǎng)，使糧食價(jià)格可能繼續(xù)高位運(yùn)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(lái)的直接結(jié)果便是PPI的持續(xù)走高。上游投入品對(duì)通貨膨脹的成本傳導(dǎo)的壓力加大，我國(guó)輸入型通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)上升。

(2)勞動(dòng)力成本上漲：中國(guó)最近幾十年來(lái)的快速的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，得益于我國(guó)的人口紅利。近幾年中國(guó)經(jīng)濟(jì)的兩位數(shù)的高增長(zhǎng)，勞動(dòng)生產(chǎn)率的增速大大高于GDP增長(zhǎng)速度，工資呈上升趨勢(shì)是必然的。最近沿海地區(qū)勞動(dòng)力短缺的現(xiàn)象就顯示出了工資上升的壓力?！秳趧?dòng)合同法》等法律的實(shí)施，從保護(hù)勞工權(quán)益的角度做出的各項(xiàng)法律規(guī)定，使工資增長(zhǎng)的預(yù)期加大。在一個(gè)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(jià)的螺旋上升。

三、文章的結(jié)論

中國(guó)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(jìn)程的推進(jìn)，成本因素開(kāi)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(dòng)演變?yōu)槌杀就苿?dòng)。提前制定防范措施,只有這樣我們才能更好地應(yīng)對(duì)當(dāng)前的通貨膨脹。

參考文獻(xiàn)：

[1]李拉亞:通貨膨脹機(jī)理與預(yù)期[M].北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社

[2]李曉西:現(xiàn)代通貨膨脹理論比較研究[M].北京:中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社

第6篇：通貨膨脹的概率范文

下面以施工現(xiàn)場(chǎng)被盜情況為例，說(shuō)明施工企業(yè)通常采用計(jì)算損失頻率和損失嚴(yán)重程度的平均指標(biāo)和變異指標(biāo)來(lái)分析所面臨的風(fēng)險(xiǎn)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(yùn)用表2計(jì)算企業(yè)被盜損失的方差，標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)。

通過(guò)把平均指標(biāo)與變異指標(biāo)綜合起來(lái)進(jìn)行分析，可以從量上確定企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的大小。若過(guò)去每次損失的次數(shù)都一樣，則能用平均損失精確預(yù)測(cè)下一年度的損失，即可以將這些損失作為一種經(jīng)營(yíng)費(fèi)用來(lái)處理，并可以認(rèn)為企業(yè)無(wú)風(fēng)險(xiǎn)。但是，如果標(biāo)準(zhǔn)差或變異系數(shù)很大，即過(guò)去的損失資料表明，每年的損失值相差很大，這時(shí)不可能精確地預(yù)測(cè)下一年度的損失，企業(yè)面臨的風(fēng)險(xiǎn)很大。事實(shí)上，有以下幾種情況：

平均損失大，標(biāo)準(zhǔn)差或變異系數(shù)小，企業(yè)面臨的風(fēng)險(xiǎn)很小，可以自己承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，而平均損失可以作為附加費(fèi)用構(gòu)成報(bào)價(jià)的一部分，將損失進(jìn)行轉(zhuǎn)移。

平均損失小，標(biāo)準(zhǔn)差或變異系數(shù)大，企業(yè)面臨的風(fēng)險(xiǎn)很大，對(duì)該情況要做作具體分析，針對(duì)不同情況作出決策。如果風(fēng)險(xiǎn)很大，但是可以采用投?；蚝炗嗢`活合同等將風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移，則企業(yè)僅需考慮風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移的費(fèi)用；如果風(fēng)險(xiǎn)很大，但是通過(guò)企業(yè)自己采取措施，可以避免風(fēng)險(xiǎn)或?qū)L(fēng)險(xiǎn)大大地降低，則企業(yè)必須對(duì)這種措施進(jìn)行費(fèi)用效益分析；如果風(fēng)險(xiǎn)很大，且不可轉(zhuǎn)移，又無(wú)可采取的措施避免風(fēng)險(xiǎn)或采取措施避免風(fēng)險(xiǎn)是不經(jīng)濟(jì)的，那么企業(yè)就干脆放棄投標(biāo)。

平均損失很小，標(biāo)準(zhǔn)差或變異系數(shù)亦小，企業(yè)面臨的風(fēng)險(xiǎn)小，則企業(yè)可以不予理會(huì)。

由于被盜損失受許多不確定因素的影響，而每個(gè)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(jī)變化服從正態(tài)分布。將隨機(jī)變量變換為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布隨機(jī)變量。則每次損失金額小于1萬(wàn)元的概率

每次損失金額4萬(wàn)元＜x＜5萬(wàn)元的概率：

=

每次損失金額在6萬(wàn)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(guò)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(shí)際情況，判斷這些損失給企業(yè)帶來(lái)的影響。由于企業(yè)的規(guī)模、技術(shù)水平和財(cái)務(wù)狀況的不同，同樣的損失金額對(duì)不同的企業(yè)其風(fēng)險(xiǎn)程度是不同的，因而，避免風(fēng)險(xiǎn)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(jìn)行費(fèi)用—效益分析。只有當(dāng)效益大于支出費(fèi)用時(shí)，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(jì)經(jīng)濟(jì)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(shí)間；

—控制系統(tǒng)的報(bào)廢期；

——未采取控制措施前，事故損失函數(shù)對(duì)時(shí)間的期望值；

——采取控制措施后，事故損失函數(shù)對(duì)時(shí)間的期望值；

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

——連續(xù)貼現(xiàn)函數(shù)；

——貼現(xiàn)率。

一般說(shuō)來(lái)，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(huì)得到相應(yīng)的提高，事故造成的經(jīng)濟(jì)損失就會(huì)相應(yīng)減少。但是，對(duì)于一個(gè)企業(yè)來(lái)說(shuō)，這部分投入是有限的。下面從預(yù)防措施費(fèi)用和系統(tǒng)發(fā)生事故損失費(fèi)用與系統(tǒng)安全性的關(guān)系出發(fā)，來(lái)找出最優(yōu)投資，如圖1所示。

圖中，表示事故預(yù)防費(fèi)用函

數(shù)，即用以提高系統(tǒng)安全性的投資費(fèi)用函數(shù)。

表示系統(tǒng)由于發(fā)生事故所造

成的經(jīng)濟(jì)損失函數(shù)。

這兩條曲線可以由統(tǒng)計(jì)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(jì)常數(shù)，X為系統(tǒng)安全性百分?jǐn)?shù)。在系統(tǒng)存在期間，總費(fèi)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(xiǎn)曲線）下，在點(diǎn)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(fèi)用投入愈多，其安全性就愈大。但是，投入與事故代價(jià)相比，就不一定投入愈大愈好。在與兩條曲線相交點(diǎn)的左側(cè)，損失大于投入，這時(shí)的投入才有意義；在交點(diǎn)的右側(cè)，投入大于損失，顯然，這時(shí)的投入就毫無(wú)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(shuō)，在制定控制風(fēng)險(xiǎn)的投資方案時(shí)，要科學(xué)的確定哪些風(fēng)險(xiǎn)因素需要進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)控制投資，其數(shù)額是多少。這樣才能達(dá)到事半功倍的效果，使經(jīng)濟(jì)效益和系統(tǒng)的安全性和共同提高。

對(duì)于一般性風(fēng)險(xiǎn)，可以通過(guò)上面介紹的方法進(jìn)行估測(cè)評(píng)價(jià)，并選擇合適的技術(shù)措施。但是，對(duì)于施工企業(yè)在簽訂固定價(jià)合同時(shí)所面臨的通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)，上述方法是無(wú)法解決的。下面就固定價(jià)合同的通貨膨脹奉賢進(jìn)行分析。

假設(shè)施工過(guò)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(lái)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(xiàng)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(jiǎn)介:王貴紅（1979-），男,講師.主要研究方向：金融數(shù)學(xué).

摘要: 對(duì)經(jīng)典風(fēng)險(xiǎn)模型進(jìn)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(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)模型,分析了盈余過(guò)程的性質(zhì),并運(yùn)用鞅方法和盈余過(guò)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(hào):O211.67

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):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(xiǎn)理論主要是從定量的角度研究保險(xiǎn)公司經(jīng)營(yíng)的安全性――保險(xiǎn)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(xiǎn)理論中十分重要的研究課題.在經(jīng)典的復(fù)合二項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)模型［1-3］中,一個(gè)很重要的假設(shè)就是保費(fèi)的收入過(guò)程是時(shí)間的線性函數(shù),即保險(xiǎn)公司按照單位時(shí)間常數(shù)速率取得保單,并假定每張保單的保險(xiǎn)費(fèi)相同.然而在實(shí)際情況下,保險(xiǎn)公司受諸多因素的影響,單位時(shí)間內(nèi)收到的保單數(shù)往往是隨機(jī)變化的,文獻(xiàn)［4-5］采用二項(xiàng)分布來(lái)描述保單的到達(dá)次數(shù),但其每次收取的保費(fèi)依然假定為常數(shù).眾所周知,經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的變化、大眾保險(xiǎn)觀念的轉(zhuǎn)變、經(jīng)營(yíng)險(xiǎn)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(jī)的.為了進(jìn)一步減少這種不確定性,以實(shí)現(xiàn)保險(xiǎn)公司經(jīng)濟(jì)利益的最大化,一個(gè)較好的方法就是采用隨機(jī)費(fèi)率,文獻(xiàn)［6-8］對(duì)保費(fèi)收入為復(fù)合二項(xiàng)過(guò)程的風(fēng)險(xiǎn)模型進(jìn)行研究,得出了破產(chǎn)概率滿足的Lundberg不等式.然而在保險(xiǎn)實(shí)務(wù)中,利率、通貨膨脹率在很大程度上影響著保險(xiǎn)公司的財(cái)務(wù)狀況,尤其是近幾年經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化莫測(cè), 而且由于不確定的收益和付款因素的干擾，保險(xiǎn)公司的余額會(huì)發(fā)生一些變化,這些因素如果不加以考慮則會(huì)造成與實(shí)際較大的偏差.本文綜合上述因素對(duì)經(jīng)典的復(fù)合二項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)模型進(jìn)行改進(jìn),建立利率與通貨膨脹率下帶干擾的雙復(fù)合二項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)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(qiáng)了模型的現(xiàn)實(shí)描述能力，而且使保險(xiǎn)公司能科學(xué)地預(yù)測(cè)未來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)和收益,對(duì)確保經(jīng)營(yíng)穩(wěn)定性具有實(shí)際意義.

參考文獻(xiàn):

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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(jī)帶給全球經(jīng)濟(jì)衰退影響的逐步減弱，在次貸危機(jī)期間，全球各國(guó)政府大力刺激經(jīng)濟(jì)的后續(xù)影響——通貨膨脹開(kāi)始漸漸抬頭。我國(guó)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(lái)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(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)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(dòng)的通貨膨脹可以刺激生產(chǎn)，促進(jìn)收入增長(zhǎng)。作為釀酒行業(yè)，在通貨膨脹的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，往往被人們認(rèn)為具有一定的抗通貨膨脹的作用。本文就通過(guò)實(shí)證分析來(lái)研究在2009年以來(lái)的通貨膨脹環(huán)境對(duì)我國(guó)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(lái)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(lái)找到影響我國(guó)釀酒行業(yè)利潤(rùn)率水平的因素。并在結(jié)論部分給出通過(guò)實(shí)證研究得出的結(jié)論及不足。

二、文獻(xiàn)綜述

對(duì)于通貨膨脹對(duì)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(guó)學(xué)者沒(méi)有深入到各個(gè)行業(yè)中去。周春生[1]（1991年）采用計(jì)量方法研究了通貨膨脹的促進(jìn)論；黃丞[2]（1997）研究了我國(guó)的通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(wèn)題。黃丞，吳健中，蔣馥從定性地分析了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和通貨膨脹之間的關(guān)系，而劉霖[5]（2005）則是通過(guò)定量模型分析了這兩者之間的關(guān)系。

對(duì)于釀酒行業(yè)的研究，我國(guó)現(xiàn)有的文獻(xiàn)主要集中在定性分析中，季樹(shù)太[6]（2003）定性分析了我國(guó)啤酒行業(yè)的發(fā)展趨勢(shì)，同時(shí)，和謝武[7]（2009）則定性研究了我國(guó)白酒行業(yè)的概況和發(fā)展趨勢(shì)。杜傳忠[8]（2009）通過(guò)了DEA模型研究了釀酒行業(yè)的生產(chǎn)效率問(wèn)題。

總的來(lái)看，現(xiàn)有的文獻(xiàn)很少使用定量分析來(lái)研究釀酒行業(yè)，同時(shí)，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(xiàn)較少，本文則是將上述缺失加以改進(jìn)，通過(guò)定量的分析來(lái)研究通貨膨脹下釀酒行業(yè)的盈利能力。

三、實(shí)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(guò)采用聚類分析、因子分析、多元回歸等統(tǒng)計(jì)研究方法來(lái)進(jìn)行研究。通過(guò)一系列的實(shí)證分析，來(lái)給出釀酒行業(yè)受宏觀經(jīng)濟(jì)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(rùn)率的自身變量以及一些宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，這些變量如表3-1所示：

另外，本文的數(shù)據(jù)來(lái)源包括兩個(gè)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(yíng)業(yè)數(shù)據(jù)樣本，同時(shí)在國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)、中國(guó)產(chǎn)業(yè)信息網(wǎng)、中國(guó)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(jì)描述

通過(guò)22家上市釀酒企業(yè)13個(gè)季度的利潤(rùn)情況(統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)附錄)，可以發(fā)現(xiàn)：從整個(gè)釀酒行業(yè)利潤(rùn)的均值來(lái)看，釀酒行業(yè)第一季度利潤(rùn)大于其它各個(gè)季度的利潤(rùn)，從標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)看，各釀酒企業(yè)的利潤(rùn)差距較大。

進(jìn)一步結(jié)合聚類分析，見(jiàn)表3-2，可以發(fā)現(xiàn)上述差異主要是因?yàn)樯a(chǎn)產(chǎn)品利潤(rùn)水平的差異。在釀酒企業(yè)中，張?jiān)、貴州茅臺(tái)、瀘州老窖、五糧液、洋河股份為一類，這一類的營(yíng)業(yè)利潤(rùn)遠(yuǎn)高于第二類釀酒企業(yè)，從深層次來(lái)看，除了張?jiān)以為，其它四家釀酒企業(yè)都為白酒企業(yè)，可見(jiàn)我國(guó)的酒類消費(fèi)品種，白酒的利率最高，而在這些白酒企業(yè)中，貴州茅臺(tái)、五糧液等釀酒產(chǎn)品是酒類中的高端消費(fèi)品，而其由于受到產(chǎn)地、產(chǎn)能的限制，往往處于賣方市場(chǎng)，通過(guò)不斷的加價(jià)來(lái)提高其自身的盈利水平，同時(shí)，正因?yàn)檫@些產(chǎn)品的稀缺性，消費(fèi)者往往賦予了其一定的投資屬性，這進(jìn)一步提高了這些釀酒企業(yè)的利潤(rùn)水平。最后，高端白酒在我國(guó)政商界中還蘊(yùn)含著感情交流的意味，正是這種特殊的酒文化也可能促進(jìn)了白酒企業(yè)的高利潤(rùn)。

（三）實(shí)證研究

在分析宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)于釀酒行業(yè)盈利水平的影響時(shí)，首先選取了釀酒行業(yè)的平均利潤(rùn)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(jià)格指數(shù)、商品零售價(jià)格指數(shù)、小麥價(jià)格指數(shù)這些變量作為自變量進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)樣本見(jiàn)附錄。在這里主要采用了2009-2011年的數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行研究。

1、相關(guān)性檢驗(yàn)

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

從相關(guān)性檢驗(yàn)中來(lái)看，平均凈利潤(rùn)和CPI、平均每人季可支配收入、主要農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)、商品零售價(jià)格指數(shù)的Person相關(guān)性系數(shù)較大，同時(shí)其單側(cè)檢驗(yàn)結(jié)果都小于0.05，可見(jiàn)平均凈利潤(rùn)率與這些變量高度相關(guān)。

同時(shí)，通過(guò)比較CPI、平均每人季可支配收入、主要農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)、商品零售價(jià)格指數(shù)這幾個(gè)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(huì)存在共線性問(wèn)題，使得模型的解釋程度不夠，所以，在下文將通過(guò)因子分析來(lái)解決共線性問(wèn)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(guò)了流通中所必需的貨幣量，每個(gè)單位紙幣所代表的價(jià)值就要減少，即紙幣貶值。由于每個(gè)單位紙幣所代表的價(jià)值減少，購(gòu)買同樣的商品就要付出比以前更多的紙幣，表現(xiàn)為物價(jià)卜漲，而且不是一種商品或幾種商品的價(jià)格上漲，而是物價(jià)總水平的上漲，這種經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象稱為通貨膨脹。

隨著結(jié)算制度的改進(jìn)，貨幣的范圍已從紙幣擴(kuò)大到銀行存款，因此對(duì)通貨膨脹的概念也應(yīng)從紙幣改成市場(chǎng)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(chǎng)貨幣供應(yīng)量過(guò)大，超過(guò)了商品流通的實(shí)際必需量而引起的貨幣貶值，引起物價(jià)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(gè)方面：

(1)從貨幣流通量上看，與其必要量相比顯得過(guò)多。

(2)從每單位貨幣所代表的價(jià)值不斷減少。

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

以上為一個(gè)問(wèn)題的三個(gè)側(cè)面，彼此密切聯(lián)系，同時(shí)出現(xiàn)。一個(gè)國(guó)家出現(xiàn)通貨膨脹，必然引起物價(jià)總水平的上漲。在物價(jià)上漲的過(guò)程中，會(huì)出現(xiàn)兩個(gè)不平衡：一是貨幣的發(fā)行速度與物價(jià)的上漲速度不平衡；二是物價(jià)總水平上漲過(guò)程中，不同商品其價(jià)格上漲的時(shí)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(jià)上漲的速度慢于貨幣發(fā)行的速度；在通貨膨脹后期，物價(jià)上漲的速度要超過(guò)貨幣發(fā)行速度。

（二）通貨膨脹成因

1.內(nèi)因：我國(guó)發(fā)展

一般而言，超過(guò)3%則視為通貨膨脹，而超過(guò)5%則視為惡性通貨膨脹。自1978年改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)的通貨膨脹經(jīng)歷了兩個(gè)明顯的高峰。第一次高峰在1985-1989期間，1989年通脹率高達(dá)18%;第二次嚴(yán)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(guó)物價(jià)指數(shù)同比上漲5.6%,自此拉響了我國(guó)新一輪通貨膨脹的警鐘。10月物價(jià)指數(shù)繼續(xù)攀升,同比上漲6.5%。這使我國(guó)面臨的通貨膨脹壓力進(jìn)一步加大,在今年的中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議上,中央決定明年實(shí)施“從緊貨幣政策”取代已實(shí)施十年之久的“穩(wěn)健的貨幣政策”。

央行面對(duì)日益增長(zhǎng)的外匯儲(chǔ)備迫于匯率升值壓力的無(wú)奈之舉，一定程度上導(dǎo)致了物價(jià)上漲。貨幣持續(xù)發(fā)行，超過(guò)了經(jīng)濟(jì)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(jià)格上漲。

貨幣超發(fā)而導(dǎo)致的“流動(dòng)性持續(xù)過(guò)?！笔菍?duì)當(dāng)前通貨膨脹的較好解釋，流動(dòng)性過(guò)剩推動(dòng)了信貸快速增長(zhǎng)。

2.外因：全球經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)我國(guó)的影響

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

2003年以來(lái)國(guó)際油價(jià)單邊上揚(yáng)為全球通貨膨脹爆發(fā)打開(kāi)了薄弱的突破口，2007年，原油價(jià)格在高位上繼續(xù)攀升，年末紐約報(bào)收96.98美元一桶，全年上漲幅度達(dá)到57%，2008年上半年最高達(dá)147.27美元。具有指標(biāo)性意義的原油價(jià)格上漲，帶動(dòng)了鐵礦石、鋁土等原材料價(jià)格的同步上揚(yáng)。為替代高價(jià)原油，美國(guó)進(jìn)行玉米代替燃料計(jì)劃，玉米被大量煉制成乙醇，推高全球玉米價(jià)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(jià)格上漲。

能源和糧食價(jià)格的過(guò)快上漲是本輪通貨膨脹的主力,價(jià)格的傳導(dǎo)不斷推動(dòng)著各種成本的上揚(yáng)。能源和糧食屬于工業(yè)生產(chǎn)的上游產(chǎn)品,當(dāng)其價(jià)格上漲積累到一定程度時(shí),必然會(huì)傳導(dǎo)到下游產(chǎn)品,不斷高起的油價(jià)迫使全世界加快發(fā)展替代能源,進(jìn)一步增加了對(duì)玉米加工為燃料乙醇的使用,推動(dòng)了全世界玉米價(jià)格的上漲;油價(jià)上漲使化肥和柴油等價(jià)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(jià)格上漲,直接表現(xiàn)為豬肉價(jià)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(jià)影響,個(gè)別生活必需品價(jià)格上漲已經(jīng)帶動(dòng)其他相關(guān)生活必需品同時(shí)漲價(jià)。

長(zhǎng)期以來(lái)，一直實(shí)行人民幣盯住美元匯率制度，當(dāng)人民幣對(duì)某一貨幣明顯升值時(shí)，我國(guó)對(duì)該貨幣發(fā)行國(guó)（區(qū)）的出口增速就會(huì)明顯下降，而進(jìn)口增速明顯上升，這主要發(fā)生在以美元結(jié)算的國(guó)家。人民幣大幅升值使我國(guó)商品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力受到巨大挑戰(zhàn)，原有的勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)逐漸流失，對(duì)我國(guó)中小企業(yè)的出口造成很大沖擊。

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

二、通貨膨脹影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)的哪些方面

（一）對(duì)收入分配的影響

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

消費(fèi)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(fèi)品中,究竟消費(fèi)者如何分配新增貨幣收入可能會(huì)因收入水平的不同而不同。對(duì)于投資者而言,一次性貨幣收入的增加可能會(huì)增加實(shí)業(yè)投資、增加商品供給而降低實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門的價(jià)格水平,也可能因?yàn)樘摂M經(jīng)濟(jì)部門更高的收益率而增加對(duì)虛擬資產(chǎn)的投資導(dǎo)致實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門供給不足從而提高實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門的價(jià)格水平。虛擬經(jīng)濟(jì)通過(guò)影響通脹水平的供給和需求兩個(gè)方面作用于通脹水平。

（二）對(duì)財(cái)產(chǎn)分配的影響

由于通貨膨脹侵蝕著貨幣購(gòu)買力，使任何以固定貨幣數(shù)量計(jì)算的資產(chǎn)的真實(shí)價(jià)值也受到影響。對(duì)于持有不變價(jià)格財(cái)產(chǎn)的人來(lái)說(shuō)其擁有的債券、銀行存款的票面價(jià)值是相對(duì)固定的，實(shí)際價(jià)值將隨物價(jià)上漲而下降。對(duì)于持有可變價(jià)值財(cái)產(chǎn)的人來(lái)說(shuō)，則正好相反，他們會(huì)因通貨膨脹而受益。

（三）對(duì)于經(jīng)濟(jì)效益的影響

通貨膨脹造成人們對(duì)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(jī)，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(jī)，抬高物價(jià)，粗制濫造，結(jié)果形成資源浪費(fèi)，生產(chǎn)能力降低，嚴(yán)重影響經(jīng)濟(jì)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(jià)上漲幅度時(shí)，其實(shí)際收入將會(huì)減少。雖然2007年CPI為4.8%，但食品價(jià)格上漲了12.3%，其中肉禽及其制品價(jià)格上漲31.7%，油脂價(jià)格上漲26.7%，鮮蛋價(jià)格上漲22.9%，漲幅遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)居民收入的增加，考慮到居民膳食結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響，本輪通貨膨脹對(duì)居民收入的影響更大。

美國(guó)消費(fèi)下滑直接影響中國(guó)出口和外貿(mào)順差，并且通過(guò)乘數(shù)效應(yīng)和全球效應(yīng)影響中國(guó)的投資和整體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。直接降低中國(guó)出口的增速。對(duì)美出口占我國(guó)GDP的比重逐年提高，2007年達(dá)到7.2%，對(duì)美順差占總順差的62%。出口下降首先直接導(dǎo)致國(guó)民收入下降，繼而降低消費(fèi)和投資（尤其是出口行業(yè)的投資），對(duì)國(guó)民收入又有間接影響。美國(guó)經(jīng)濟(jì)下滑還會(huì)影響其他國(guó)家對(duì)美國(guó)的出口和這些國(guó)家的收入增長(zhǎng)，繼而影響這些國(guó)家從中國(guó)的進(jìn)口。我們將以上直接和間接因素均考慮在內(nèi)估算美國(guó)GDP增速下降1個(gè)百分點(diǎn)，將帶來(lái)我國(guó)GDP增速下降1個(gè)百分點(diǎn)左右。美國(guó)經(jīng)濟(jì)下滑對(duì)我國(guó)當(dāng)年的出口影響較大，而對(duì)投資的影響則在次年更為明顯。也就是說(shuō)，我國(guó)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

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

在生產(chǎn)力水平不發(fā)達(dá),人們的消費(fèi)以物質(zhì)消費(fèi)品為主,物質(zhì)消費(fèi)品供不應(yīng)求的狀態(tài)下,人們會(huì)將貨幣收入大多用于追逐物質(zhì)消費(fèi)品,主流經(jīng)濟(jì)學(xué)的貨幣供給與通脹一一對(duì)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(dòng)及時(shí)提供物質(zhì)消費(fèi)品,這將導(dǎo)致人們消費(fèi)內(nèi)容的轉(zhuǎn)變,從以物質(zhì)消費(fèi)品為主轉(zhuǎn)向物質(zhì)消費(fèi)品、精神消費(fèi)品并重,物質(zhì)消費(fèi)品不再是人們關(guān)注和追逐的目標(biāo)。而潛在物質(zhì)消費(fèi)品的生產(chǎn)供給能力和部分未計(jì)入GDP的精神消費(fèi)品構(gòu)成了虛擬經(jīng)濟(jì)膨脹的基礎(chǔ)。大量資金由于逐利進(jìn)入虛擬經(jīng)濟(jì)部門。這樣,貨幣供給的增加由于并不一定形成對(duì)物質(zhì)消費(fèi)品的新增需求,可能會(huì)流入虛擬經(jīng)濟(jì)部門,因而未必會(huì)使實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門價(jià)格水平上升。即便貨幣供給增加的同時(shí)實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門價(jià)格水平上升未必是由于需求的變動(dòng)所致,可能是由于過(guò)多資金流入虛擬經(jīng)濟(jì)部門,導(dǎo)致實(shí)體經(jīng)濟(jì)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(jì)變動(dòng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)價(jià)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(shí)際收入因通貨膨脹而減少，對(duì)儲(chǔ)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(huì)引致失業(yè)甚至導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)崩潰

（五）對(duì)國(guó)際收支的影響

通貨膨脹的國(guó)家，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)商品價(jià)格上漲，出口商品價(jià)格也上漲，從而影響出口商品在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)能力，出口減少。而本國(guó)貨幣貶值，必然導(dǎo)致進(jìn)口商品價(jià)格降低，進(jìn)口增加，致使國(guó)際收支惡化。在人民幣升值的預(yù)期初和美國(guó)的利率差,大量的國(guó)際游資和熱錢通過(guò)各種手段悄悄的進(jìn)入中國(guó)市場(chǎng),使得中國(guó)的流動(dòng)性的大大過(guò)剩,其次的原因就是本幣不可以自由兌換,讓大量的國(guó)際游資和熱錢只可以進(jìn)入,出去就很困難,從而也是造成流動(dòng)性大大過(guò)剩的原因。

三、我國(guó)應(yīng)對(duì)通貨膨脹的對(duì)策

（一）緊縮性財(cái)政政策

通過(guò)緊縮財(cái)政支出、增加稅收，謀求預(yù)算平衡，減少財(cái)政赤字來(lái)減少總需求，降低物價(jià)水平。第一，減少財(cái)政赤字；第二，適度減少長(zhǎng)期建設(shè)國(guó)債的國(guó)家發(fā)行規(guī)模；第三，優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，對(duì)一些可能會(huì)引發(fā)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不穩(wěn)定因素或者過(guò)熱的因素，要進(jìn)行嚴(yán)格控制。

（二）緊縮性貨幣政策

通過(guò)減少流通中的貨幣供應(yīng)量來(lái)減少總需求，降低物價(jià)水平?？梢酝ㄟ^(guò)中央銀行的貨幣政策工具來(lái)實(shí)施。繼續(xù)實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，就是要進(jìn)一步控制信貸規(guī)模的過(guò)度擴(kuò)張，使信貸規(guī)模保持合理穩(wěn)定的增長(zhǎng)。進(jìn)一步收縮銀行體系的流動(dòng)性，進(jìn)一步優(yōu)化信貸結(jié)構(gòu)，堅(jiān)持有保有壓的原則。加快推進(jìn)利率市場(chǎng)化的進(jìn)程，完善人民幣匯率形成機(jī)制，增強(qiáng)匯率的彈性。

提高利率,收縮信貸,縮緊銀根,減少市場(chǎng)的流動(dòng)性;同時(shí),現(xiàn)階段人民幣升值預(yù)期比較大,熱錢會(huì)想方設(shè)法進(jìn)入中國(guó),中國(guó)政府要么繼續(xù)嚴(yán)格加強(qiáng)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(huì)失效。

（三）緊縮性收入政策

通過(guò)控制工資的增長(zhǎng)來(lái)控制收入和產(chǎn)品成本的增加，進(jìn)而控制物價(jià)水平。可以通過(guò)以下幾個(gè)方面著手進(jìn)行：第一規(guī)定工資和物價(jià)水平增長(zhǎng)率的標(biāo)準(zhǔn)，如規(guī)定工資增長(zhǎng)率與勞動(dòng)增長(zhǎng)率保持一致。對(duì)于每個(gè)部門，由于勞動(dòng)生產(chǎn)增長(zhǎng)率與全國(guó)平均勞動(dòng)生產(chǎn)增長(zhǎng)率的差距引起的成本變動(dòng)，允許其通過(guò)價(jià)格浮動(dòng)來(lái)消除。第二工資-價(jià)格指導(dǎo)。通過(guò)各種形式的政府說(shuō)服工作，使企業(yè)和工會(huì)自愿執(zhí)行政府公布的“工資-價(jià)格指導(dǎo)線”。第三工資-物價(jià)管理，即對(duì)工資和物價(jià)實(shí)行強(qiáng)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(jiǎng)勵(lì)和懲罰的手段來(lái)限制工資-物價(jià)增長(zhǎng)。

（四）價(jià)格政策

通過(guò)一定的手段限制價(jià)格壟斷，來(lái)避免抬高物價(jià)。針對(duì)2007年以來(lái)我國(guó)以食品類為代表的價(jià)格長(zhǎng)時(shí)間的過(guò)快上漲，始終把“防止經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由偏快轉(zhuǎn)為過(guò)熱、防止價(jià)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(guó)宏觀調(diào)控的主要目標(biāo)來(lái)抓。要按照控總量、穩(wěn)物價(jià)、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(jià)格的過(guò)快上漲作為當(dāng)前宏觀調(diào)控的重中之重。各級(jí)政府以及物價(jià)部門、有關(guān)部門，要切實(shí)采取有效價(jià)格手段和措施，強(qiáng)化價(jià)格宏觀調(diào)控監(jiān)管，控制總需求的過(guò)度擴(kuò)張，保持總供需的基本平衡，確保價(jià)格總水平的基本穩(wěn)定。

現(xiàn)在也有學(xué)者對(duì)這種價(jià)格管制的政策提出了質(zhì)疑：易憲容先生就認(rèn)為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)就是通過(guò)價(jià)格機(jī)制來(lái)形成對(duì)企業(yè)及個(gè)人有效的激勵(lì)與約束，讓企業(yè)、個(gè)人能夠根據(jù)市場(chǎng)價(jià)格的變化來(lái)調(diào)節(jié)其行為。如果市場(chǎng)價(jià)格被管制，那么企業(yè)與個(gè)人行為的激勵(lì)與約束機(jī)制就會(huì)顯得力不從心。價(jià)格政策是否能行之有效，我們得通過(guò)市場(chǎng)的實(shí)際檢驗(yàn)才能證明。

（五）供給政策

通過(guò)降低稅率，刺激儲(chǔ)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(chǎng)中出現(xiàn)壟斷，物價(jià)易于人為控制，則發(fā)生通貨膨脹的概率較高。通過(guò)加強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)，充分發(fā)揮市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制的作用，可以消除人為控制物價(jià)的隱患。應(yīng)采取措施進(jìn)一步完善市場(chǎng)體系，促進(jìn)生產(chǎn)要素市場(chǎng)、產(chǎn)權(quán)市場(chǎng)、期貨市場(chǎng)的健康運(yùn)行和發(fā)展，特別是要防范和打擊農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)中的壟斷和哄抬物價(jià)行為。當(dāng)前，尤其是要注重發(fā)展期貨市場(chǎng)，獲取參與資源的定價(jià)權(quán)。

中國(guó)是石油、銅等原材料的重要購(gòu)買國(guó)，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(guó)際期貨市場(chǎng)。建立完善的經(jīng)濟(jì)信息系統(tǒng)，應(yīng)增強(qiáng)相關(guān)信息的透明度、公開(kāi)度、真實(shí)度，防止虛假信息，誤導(dǎo)民眾。

四、結(jié)語(yǔ)

目前對(duì)于中國(guó)貨幣政策框架的走向還沒(méi)有定論。但隨著通貨膨脹這一目標(biāo)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)體中地位的提升，控制通貨膨脹無(wú)疑成為新貨幣政策的關(guān)鍵目標(biāo)。