通货膨胀的概率精选(九篇)

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第1篇：通货膨胀的概率范文

关键词：SV-MT模型 通货膨胀 不确定性

通货膨胀是宏观经济学中一个非常重要的问题，它关系到一个国家的经济稳定、社会稳定以及人民生活福利水平。严重的通货膨胀不仅仅会阻碍经济的发展，而其还有可能引起社会政治危机。中国经济体制改革以来，平均年通货膨胀率不到10%，较之其他发展中国家、独联体诸国和东欧国家，通货膨胀率不算高。但中国改革开放以来的通货膨胀率变化很大，既经历过年通货膨胀率达到20%以上的严重通货膨胀，也经历过轻微的通货紧缩，通货膨胀动态路径转换频繁，不确定性程度很强，对经济的危害并不低。较低的平均通货膨胀率和较高的通货膨胀变动相结合，是当前中国通货膨胀的一大特征，因此加强对不确定性的研究，不仅仅只是实践的需要，也是通货膨胀理论和其他经济理论发展的要求。

国内外学者已经对通货膨胀水平与不确定性的关系进行了大量的研究。Okun（1971）首先提出了高通货膨胀导致高通货膨胀不确定性。Friedman（1976）的研究指出通货膨胀不确定性的发生常常产生于公众通货膨胀预期上的错误，当公众预期的通货膨胀与实际的通货膨胀相差很多时，通货膨胀不确定性就产生了，且通货膨胀与通货膨胀不确定性存在正向的联系。Foster E（1978）采用样本方差或均方通胀率代表波动性指标，研究结果均表明通胀均值和波动性之间存在较强的正相关性。

随着经济计量技术的发展，Engle利用条件异方差模型（ARCH）对英国和美国通货膨胀的易变性进行了实证研究，估计出非预期通胀的方差序列。Kontonikas、Wilson（2006）、Guglielmo和Alex Andros等利用GARCH类模型对通货膨胀水平与不确定性的相关关系进行了研究。在GARCH 模型的框架下，一步向前的条件方差代表不可预测的通胀新息的波动性，它是事先的方差而不是像移动平均标准差那样的事后方差，因此，能够更好地反映通货膨胀不确定性。然而，在GARCH 类模型中令波动的条件方差服从一个确定的自回归过程，因此，波动的改变即是一个已知过程，这与不确定性的概念不符。与GARCH 类模型不同，随机波动（SV）模型令条件方差包含某些随机过程的不可见成分，因此，波动的改变是随机变化的，这种随机冲击的性质与程度也是影响通胀调整的重要因素。相对于GARCH 模型，Danielsson等的研究认为SV类模型在实证检验中优于GARCH 类模型，SV类模型能更好的刻画通货膨胀水平与不确定性的时变特征。

理论模型及参数估计

（一）理论模型

在时间序列波动研究文献中，SV模型是一类随机微分方程的离散化表示，其波动性不仅与以往的波动情况相关，还依赖于当前的信息项，通过对未观测随机过程建模显示其灵活性。与基本的SV模型相比，SV-t模型是一种厚尾SV模型，具有捕捉实际时间序列的尖峰后尾的能力，其对时间序列波动的描述能力更强。

设时间序列通货膨胀水平rt，根据通货膨胀水平的波动性，假定rt服从分布：rt～N（0，σt2），其中σt2是rt基于t-1时刻已有信息的条件方差，由此可以得到SV-t模型：

（1）

其中：残差项εt和ηt互不相关；为持续性参数，反映了当前波动对未来波动的影响，

在SV-t 模型的基础上，为刻画通货膨胀波动与预期观测值的相关关系，可以在均值方程中引入波动项作为均值回复的一个影响因素，以考察条件分布对预期通货膨胀与不确定性之间关系的影响，由此得到SV-MT模型：

（2）

其中，d exp（ht）为模型的预期观测值，d为风险溢出系数，它用来度量波动对预期观测变量的影响，若d>0，表示波动和预期观测变量具有正向相关关系，d值的大小表示波动变动一个单位时对预期观测变量的影响程度。

（二）参数估计

根据式（2）可得ht的条件分布为：ht |μ，φ，ht-1～NID（μ+φ（ht-1-μ），1/τ）；对于给定的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的条件概率分布函数：

由以上可得到SV-MT模型的似然函数：

（2）

SV-MT的参数估计采用基于MCMC（Markov Chain Monte Carlo）的贝叶斯估计方法。MCMC方法将随机过程中的马尔可夫过程引入到Monte Carlo模拟中，建立马尔可夫链，实现动态模拟，构造平稳分布的样本，并使它的平稳分布和后验分布相同，当马尔可夫链收敛时，模拟值可以看作是从后验分布中抽取的样本。定义SV-MT模型中的待估参数为h=（μ，φ，τ，d，υ）′，通货膨胀水平R=（r1，r2，…rn）′，不可观测的潜在对数波动率记为：Q=（q1，q2，…qn）′，则模型的条件似然函数可以写成 ：

待估参数h和不可观测量的联合先验概率可以表示为：

根据贝叶斯定理，h和q的联合后验概率密度正比于其先验概率和条件似然函数的乘积：

由先验分布及似然函数，便可得到参数的后验条件分布。μ的后验条件分布如下：

（3）

类似地可以得到参数φ、τ、υ、d的后验条件分布如下：

（4）

（5）

（6）

（7）

根据MCMC参数估计的基本原理可知，平稳分布与初始分布无关，Markov链在经过足够多的次数迭代后，若各个时刻状态的边际分布都是平稳分布，则认为该Markov链为收敛的，因此，参数的后验分布不会随着参数的先验分布发生显著变化，由此我们参照Kim等的经验选取以下分布作为先验分布：

实证研究

（一）数据来源及统计特征分析

数据来源。下面的检验中本文使用的通货膨胀率水平（r） 是采用我国消费物价指数（CPI）的对数一阶差分形式表示。本文使用1990年1月至2011年9月间的月度数据，差分后的样本共 260个。样本自1990年始是因为我们无法获得更早年份的月度统计资料，而且从20世纪80年代商品价格才开始逐步放开，此前严格受国家计划控制。数据来源是国家统计局网站以及《中国统计月报》。

数据的统计特征分析。从图1可以发现，上世纪90年代以来，我国的价格水平波动十分明显，经济经历数次通胀、紧缩以及两者的相互转换，通货膨胀过程在不同阶段的行为特征差别明显，其动态经历了高涨-温和膨胀-紧缩-再度温和膨胀-紧缩-再度温和膨胀的过程。即有0.277的高通货膨胀时期，也有了-0.0181的低通货紧缩时期。同时，从图1中，我们也可以看到，从1992 年下半年至1995年初是高通胀阶段，其中1994年的年度通胀率超过25 %，为建国以来最高水平。这次物价上涨同样源于货币的过度供给，粮价改革以及能源价格的提高也是物价上涨的直接诱导因素。价格改革和调整尽管导致了高通胀，然而从这一阶段开始价格的市场形成机制得以确立（易纲，1996）。1998-2002年中国出现了长达5年的通货紧缩，价格水平一直处于0附近，这一阶段同1995年前通胀水平较高且波动剧烈的特点形成鲜明对比。又从2002年底到2008年基本保持在温和的通货膨胀水平，并在2008年达到了高峰。到了2009年出现了短暂的通货紧缩，我国新一轮的通货膨胀自2010年初启动，到我们的观察期结束CPI还一路攀升，后期CPI的变化还有待观察。最后，我们可以观察到，整体上的通货膨胀率变化体现出异方差性，通货膨胀阶段价格变化的波动程度较大而通货紧缩阶段价格的波动程度已经明显降低。

建立分析模型之前，我们先简要考察要检验的数据序列的基本统计特征。用EVIEWS6.0软件对通胀率r进行统计分析，表1给出了通胀率r序列的描述性统计量。结合数据的偏度和峰度值容易看出，通胀率r具有左偏厚尾特征，并且它的J- B检验统计量也都在1%的显著性水平下拒绝了数据服从正态分布的原假设，说明通胀率在少数月份中出现了异常值。为了检验通胀率r的异方差特征，针对样本均值的偏差序列以及其平方序列分别计算了Ljung-Box统计量Q（k），容易看出，均值偏差序列和偏差平方序列均具有高阶自相关性，并且LM统计量说明偏差序列显著存在ARCH效应即具有异方差特征。ADF检验用来判别序列的平稳性，检验结果表明，通胀率r不存在单位根，即序列是平稳的，因此，保证只含有时变的随机扰动项。

（二）模型参数估计及收敛性检验

模型的参数估计。考虑到通货膨胀水平与不确定性的相关关系具有时变性特征，将基础SV模型拓展为SV- MT模型。为了估计SV- MT模型的参数，我们采用贝叶斯估计，MCMC的Gibbs抽样次数为50000次，由于Markov链收敛前的一段时间的迭代中，各状态的边际分布还不能认为是平稳的，因而选择“燃烧”舍去前25000个抽样值，在此基础上在进行25000次迭代作为各参数的稳定分布抽样，记录下的样本结果作为参数估计的Monte Carlo试验数据。根据Markov链在平稳状态下的Monte Carlo抽样数据，图2是模型参数的后验分布核密度估计图，表2是各参数的估计值。

由图2可以看出，模型参数φ和υ的后验分布具有偏态特征，其他参数的后验分布都具有对称性。这主要是由于参数φ和υ的Monte Carlo抽样数据中，一侧的极端值出现的概率较大，使后验分布呈现出偏态特征。综合各个参数的后验分布核密度图，对利用MCMC方法抽样得到的Monte Carlo 样本进行进一步的分析，可以得到模型参数的贝叶斯估计值以及相应的分位区间估计。由表2可以看出，波动方程的自回归参数φ的贝叶斯后验均值为0. 982， 表示通货膨胀的不确定具有较强的持续性特征，类似于金融收益率波动的持续性过程，风险溢出系数d的贝叶斯后验均值为5.978，由于d可以用来度量波动对预期观测变量的影响，值为正则说明通胀不确定性对通胀水平具有正向影响。

模型的收敛性检验。采用MCMC 估计，参数估计值序列的收敛性诊断异常重要，如果一个参数估计值序列不收敛，那就意味着它不会围绕一个值来波动，方差将会很大，也就是等价于一个回归模型中的回归参数的t值非常小，从而无法通过统计检验。基于此，我们要对模型进行收敛性诊断。

首先，由表2可以看到，各个参数的MC误差远小于标准差，我们可以得到一个初步的结论，参数的估计趋于收敛。为了进一步证实我们的判断，我们这里采用更为精确的方法G-R（Gelman-Rubin）收敛性诊断方法。Gelman-Rubin诊断方法以正态理论逼近为基础，最终得到一个判断收敛性的诊断统计量R，一般来说，>1，当Markov 链趋于收敛时，应趋近于1。表2已经给出了G- R检验统计量，可以看出各个变量的G- R检验统计量均在1.0-1.1之间，因此，可以认为模型各个参数的样本分布已经收敛到其后验分布，即采用MCMC稳态模拟估计模型参数是有效的。

（三）通货膨胀及其不确定水平的动态分析

为了进一步研究通货膨胀水平与不确定的动态关系，接下来我们将绘制出通货膨胀率与不确定相互作用的脉冲响应函数图。

从图3可以看出，给通货膨胀不确定性一个正的冲击，通胀水平在第2期达到最大值，即r对h的相应值为0.0076，然而这种冲击作用不具有可持续性，在第8期之后几乎为0；反过来，通胀水平的变化对其不确定的影响基本接近于0，说明h对r冲击影响不显著。这与我们前面有SV-MT模型得出的结论相一致，这些经验结论表明：剧烈的通货膨胀不确定性会推动通货膨胀上升，反之则没有相应的证据支撑。

结论

本文针对我国通货膨胀水平与不确定性的相关关系具有时变性特征，建立SV- MT模型来刻画我国的通胀不确定性动态特征，运用MCMC方法对我国1990年1月至2011年9月的通胀水平和不确定性的动态关系进行实证分析。结果表明：SV- MT模型能很好的刻画我国的通胀不确定性动态特征，我国通货膨胀不确定性具有明显的持续性特征，通货膨胀不确定性对通胀水平具有正向影响作用，同时也说明了我国目前的宏观经济政策框架中含有相机抉择的成分因素。由于在存在通货膨胀粘性的条件下，有约束的相机抉择货币政策下通货膨胀波动低于完全相机抉择下的波动，因此从长期来看，货币政策应给予通货膨胀目标更大的权重，从而在通货膨胀粘性的条件下，减少社会福利损失。

另外，在SV-MT模型中，我们均假定均值方程和波动方程的扰动项εt与ηt是相互独立的，没有考虑两个扰动项之间的相关关系，在接下来的研究中，我们可以把这种假定放开到更一般的情况，用两个扰动项之间相关关系来说明利空（观测值为负）或利好（观测值为正）消息对波动影响的非对称性，即在SV-MT模型的基础上考虑这种波动对正向冲击和反向冲击的影响，这样才能更好的描述通货膨胀不确定性的动态特征。

参考文献：

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：通货膨胀的概率范文

关键词：通货膨胀；汇率；货币供给；多元回归

1.绪论

1.1 研究的背景和意义

通货膨胀是当今世界各国经济发展中普遍存在的问题，而历史上关于通货膨胀的理论分析，经济学界不同学派的争论也一直在持续：货币主义将通胀归因于货币供给率高于经济规模增长；菲利普斯曲线模型则强调通货膨胀与失业的关系。中国目前的通胀问题有其基于历史和国情基础上的特殊性，认真分析研究中国的通胀问题，对于深化认识通货膨胀的本质和完善通胀分析体系有着重要的理论意义。

近年来，我国的通货膨胀形势愈加严重。由此引发的经济和社会问题也越来越明显，如果物价进一步上升，必将在未来导致十分严重的后果。通货膨胀已经成为国人面临的亟待解决的大问题。深度挖掘通货膨胀成因，找出解决问题的对策，对我国经济未来的发展有着决定性的作用和重大的现实意义。

1.2 通货膨胀理论模型

1货币主义分析

货币主义学派认为通货膨胀只是一种货币现象，即在一定意义上，货币数量的急剧增加导致了通货膨胀的发生，与产量并无关系。因此，货币学派认为：通货膨胀导因于货币供给率高于经济规模增长。

货币主义学派主张以GDP平减指数与货币供给增长来作测量通货膨胀存在与否的标准，并由中央银行设定利率来维持货币数量。

根据货币学派理论，货币流通速度是稳定的，因此可以认为货币流通速度的增长率为0。所以，当货币数量改变时，就引起了名义产量价值同比例的变动。特别的，由于货币是中性的，所以货币不影响产量，所以货币数量的变动直接反映在了物价的变动上。因此，当货币供给迅速增加时，往往会导致强烈的通货膨胀。

2菲利普斯模型分析

菲利普斯曲线模型认为是货币工资率的提高和失业率的降低导致了通货膨胀的发生。它由新西兰统计学家威廉·菲利普斯（A.W.Phillips）于1958年最先提出。

菲利普斯曲线表示了失业率与通货膨胀率之间的交替关系。失业率高表明经济萧条，这时工资与物价水平都较低，从而通货膨胀率也就低；反之失业率低，表明经济繁荣，这时工资与物价水平都较高，从而通货膨胀率也就高。失业率和通货膨胀率之间存在着反方向变动的关系。

后来经过持续的演变和发展，学者们又将通胀预期和供给冲击纳入该理论模型，使之更加完善。这令我们可以从更加丰富的角度来看待通货膨胀问题。

1.3 本文的特色和新意

本文首先简单介绍通货膨胀的一般概念，并引用了上述两种世界主流经济学观点来分析当前的通货膨胀问题。笔者通过对这两种经济学观点综合分析，并应用计量经济学软件Eviews6.0对它们之间的影响力关系进行实证分析。从而对我国在未来货币政策的决策上提出一些建议。

2.实证分析

2.1 数据的选取与说明

诚然，通货膨胀最直接的反应就是物价的上涨，本文选用全国消费者价格指数CPI作为通货膨胀（因变量）的衡量指标。

另一方面货币学派强调货币在经济中的核心地位，强调货币供应量是经济活动与物价变动的决定因素。菲利普斯曲线模型更加强调失业对通货膨胀的影响，通过对这两个理论模型的分析，本文选用广义货币供给量M2与城镇登记失业率U作为自变量。

值得一提的是，通货膨胀率还与汇率有着十分明显的关系。近年来人民币汇率的升高无疑是导致通货膨胀的一个十分重要的因素。所以，结合当下中国问题的实际情况，有必要将汇率R作为另一个自变量加入模型。

本文采用1990年至2011年的22组数据进行多元回归分析。人民币汇率以中国人民银行公布的年度数据为准。消费者价格指数和广义货币供给量以国家统计局公布的年度数据为准。其中CPI以1978年的数据为基期，得到定基比数据。

2.2多元线性回归分析

现在，我们设定整体回归模型为：Y=β0+β1X1+β2 X2+β3X3+μ。

其中，Y表示居民消费价格指数CPI，X1表示广义货币供给量M2，X2表示人民币汇率R，X2表示就业率U。为了是模型估计更加精确，我们将上述变量均做了对数变换。

应用最小二乘法估计上述模型得到的结果为：LNCPI=-0.542+0.254LNM2+0.610LNR-0.396LNU，（R2=0.97，DW=1.26，F=187.48）

2.2.1 正态性检验

首先要对原模型进行正态性检验，以确保随机扰动项服从正态分布的假设成立，通过Eviews分析容易看出“Jarque-Bera”项的伴随概率p值明显大于显著性水平0.05，表明正态性假设成立。

2.2.2 t检验与F检验

从估计结果来看，三个自变量的t值依次分别为8.64、8.05、-2.41。在95%的显著性水平下，查表得t检验临界值t0.025（20）=2.086容易看到三个自变量的t值的绝对值均在临界值之上，故三个解释变量通过显著性检验，可以认为它们与因变量之间存在显著的线性关系。

估计结果显示F值为187.48，在95%的显著性水平大于临界值F0.05（3，18）=3.16，故可以认为F检验通过，即自变量联合体对因变量的解释程度很高。

2.2.2 异方差检验

本文采用怀特检验来判断模型的异方差性。首先建立辅助回归模型：

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

可以证明，在同方差假设下，从该辅助回归得到的可决系数R2与样本容量n的乘积，渐进地服从自由度为辅助回归方程中解释变量个数的X2分布。经过分析，“Obs*R-squared”项对应的伴随概率（p值）=0.3403，明显大于0.05。故接受原假设，认为原模型不存在异方差性。

2.2.3 序列自相关检验

容易看到DW值为1.259，查表得其介于dl和du之间，处于不能判断是否存在序列相关的区域，所以杜宾—瓦森检验法失效，故改用拉格朗日乘数法检验。

拉格朗日乘数法由一阶开始检验，若存在一阶序列自相关，则可检验下面的受约束回归方程：

Y=β0+β1X1t+β2 X2t+β3X3t+ρ1μt-1+εt。约束条件为H0： ρ1=0

如果约束条件为真，则LM统计量服从自由度为1的X2分布。我们通过Eviews对原模型分别进行一阶和二阶序列自相关检验。结果表明：在“Obs*R-squared”项对应的伴随概率（即p值）分别为0.179和0.373，均大于0.05。故不能拒绝原假设，可以认为该模型不存在一阶、二阶序列自相关。

2.2.4 多重共线性检验

通过软件分析相关系数，我们可以发现回归模型的参数估计值比较合理，具有经济意义，三个自变量之间的相关系数都不大，故可以认为不存在多重共线性。

2.3 回归结果分析

结合上述回归模型及检验结果，我们看到三个自变量（M2、R和E）均能对因变量CPI有着显著的影响。回归模型通过了异方差、序列相关和多重共线性的检验，这说明通过调整这三个自变量，就能有效地实现对最终目标CPI的有效干预。

不仅如此，通过比较三个自变量的t统计量我们能够发现，它们对cpi的影响的显著性并不相同，其中影响最显著的汇率R，其次是广义货币供应量M2，最后是就业人口E，这告诉我们：在根调整经济政策的时候，应该注意到不同调整方式的乘数效应是不同的。

3.结论与建议

3.1 结论

本文由多元回归模型得到了三个自变量因素均能对CPI产生显著的正向影响的结论。

首先，人民币升值、汇率提高的问题。中国的经济经历了极大的飞跃，一些权威国际机构和贸易伙伴一直认为人民币存在价值低估，而且外汇节余过多本身就表明外币的定价过高。我国的利率市场化道路发展还很不完善。不仅如此，汇率的决定开始掺杂了越来越多的政治因素，以美国为首的国际力量的压力迫使人民币升值的趋势进一步增强。复杂的影响因素也使得人民币汇率的调整变得更加困难。

其次，我国的广义货币供应量水平的增加提升了物价指数。2008年末，为了应对由美国次贷危机引发的全球性经济危机，我国政府的 “四万亿投资计划”取得了一定的效果，但货币的过量增发也为物价上涨埋下了祸根。另外，越来越多的热钱流入使物价上涨不可避免。同时还导致产能的严重过剩，从而可能导致更严重的经济问题。

事实上，近年来由于流通中货币量过多，除了各地不断出现炒房团蜂拥推高房价之外，绿豆、大蒜、玉石、黄金等商品价格均出现了游资爆炒的情况。在这样的情况下，我们不得不审视多年来我国的货币发行状况。

最后，就业和许多其他因素对CPI也起着明显的作用。就业等因素对物价的作用虽不像汇率和货币供应量那样显著，但也是近年来国内通胀成因的一个重要组成部分。总体来看，我国近年来的就业情况比较平稳，就业人口总体呈现上升趋势，这是经济发展迅速的表现之一，但随之而来的副作用就是较高的就业率会带来一定程度上的通货膨胀压力。

3.2 未来的政策建议

基于以上的结论，针对我国当前的通胀形势，可以得到以下几点启发或建议：

1.适当调整我国当前的汇率政策。近年来人民币升值压力明显，过度的升值会给国内的物价指数也带来上升的压力。尽管汇率的决定问题比较复杂，政府还是应该出台一些金融政策来稳定人民币的汇率。

2.严格控制广义货币供给量。模型的分析结果告诉我们货币供应量对CPI的显著性仅比汇率稍差。所以相对于汇率的调整，对货币供给量的控制要简单而有效得多，时滞也更短。货币当局如果能按照经济成长的速度，长期而稳定地增加货币供给量，即可保持物价稳定，使经济体系处在一个均衡的状态之中。

3.稳定国内就业状况。随着全国经济的飞速发展，就业率和就业人口的提高无可厚非，我国近年来的就业政策也十分有效，但我们也应该看到，盲目地提高就业率也有其弊端，一定的失业人口的存在是必要的。政府应该审时度势，进一步稳定就业人口，将就业率保持在一个适当的水平上。

4.提高国家公信力，从各个方面控制物价的盲目上涨。实际生活中的通货膨胀问题从来都不是一两个因素就能解释清楚的，它的成因往往非常复杂。政府应该提高公信力，并出台各个方面的法规和政策，控制人民的通货膨胀预期，及各方之力共同解决近年来物价上涨的问题。（作者单位：首都经济贸易大学）

参考文献

[1]黄达.《货币银行学》.中国人民大学出版社，2000-08-01

[2]李子奈.《计量经济学》.高等教育出版社， 2005-04

[3]刘元春.《中国通货膨胀成因的研究》.中国人民大学出版社，2008-11-01

第3篇：通货膨胀的概率范文

[关键词]粮食价格 通货膨胀 格兰杰检验

一、引言

农业作为一种自然再生产和经济再生产相交织的产业，由于其生产空间布局的广泛性、时间分布的集中性以及市场信号影响的滞后性，因而诸如粮食、棉花等农产品价格的周期波动是一种必然现象。然而，为什么在粮食增产背景下，粮价还上涨，甚至出现异常波动？其根本原因在于，粮价不由市场供求关系决定的，而是其他因素，如突发性自然灾害、投机炒作、政府调控政策、不当舆论推波助澜等。

对于粮食价格与通货膨胀的关系，目前学术界仍然存在较大的争议。有研究表明，从机理上来看，粮价上涨对CPI的影响仅具结构性特征，并不是推动通胀的根本因素。甚至一些发达国家将CPI中的食品和能源消费价格剔除，以形成核心CPI，来分析价格水平和宏观经济形势。周殿昆（1996）认为，改革开放以来三次严重通货膨胀中，食品类价格上涨始终是加剧零售物价总指数上涨的主要因素。卢锋、彭凯翔（2002）认为是通货膨胀在影响粮价变动，而不是粮价上涨导致通货膨胀。敬艳辉、王晓辉（2006）则表明，粮价长期高位运行会导致通货膨胀，但短期内对通货膨胀的影响较弱。黄季焜，杨军，仇焕广，徐志刚（2008）则分析了2006-2008年国内外农产品价格的变化和原因以及未来粮食价格走势，表明我国政府粮价控制政策在稳定国内粮食价格方面发挥了重要作用，但农民没有从全球粮价上涨中获取应得利益，甚至还可能遭受粮价下降的冲击。程国强，胡冰川，徐雪高（2008）研究了2007年中国居民消费价格的持续上涨，称其直接诱因是食品价格大幅上涨，具有典型的结构性特征，即存在传导性和同步性，属于恢复性上涨，对农民增收意义重大。李新祯（2011）通过研究，发现粮食价格对CPI具有不同滞后期的短期、长期因果关系。

二、研究方法与数据收集

本文将通过一定的计量分析，以期判断近年来，粮食价格和通货膨胀之间是否存在长、短期的因果关系。主要研究方法有：（1）平稳性检验和协整检验（2）格兰杰因果关系检验。

且将全国居民消费价格指数（CPI）来表示通货膨胀水平，采用的经过处理的以2008年12月为基期的每月全国居民消费价格指数；以全国粮食批发价格指数（GRPI）来表示粮食价格，采用的是以2008年12月为基期的全国粮食类批发价格指数。选取了2009年1月至2012年12月共41期数据，其来源为：中经网统计数据库、中华粮网、中国粮食市场发展报告（2011）。

三、粮食价格与通货膨胀关系的计量分析

具体的计量分析过程将包括三个步骤：（1）单位根检验（2）若存在单位根，则检验协整性（2）利用格兰杰因果关系检验，验证两者之间是否互为因果关系。

（1）单位根检验

对变量之间的协整关系检验之前，首先对CPI和GRPI两个变量进行单位根检验，采用ADF统计量，结果如下：

从表1可以看出：原序列的ADF值都大于5%的临界值，且概率P值都大于0.05，拒绝了不存在单位根的原假设，因此，认为原序列存在单位根，即为非平稳序列。两个变量的一阶差分序列的ADF值都小于5%的临界值，且其概率P值都小于0.05，故认为一阶差分序列都不存在单位根，即一阶差分序列都平稳。因此，两个变量满足下一步的分析条件。

（2）协整性检验

1.构建CPI与GRPI的回归模型。

CPI t =43.56845+0.564275*GRPIt （1）

（21.29） （32.58）

调整后R2=0.963649，DW=0.6947，结果表明：方程拟合程度颇好，参数估计在0.00的显著性水平下显著，残差项存在正的一阶自相关。

2.平稳性检验。

由结果知t=-3.103073< -1.949319（5%临界值），P=0.0027，表明残差序列平稳。说明，CPI和GRPI之间存在协整关系，即粮食价格与通货膨胀有着长期稳定的联系。

（3）格兰杰因果关系检验

关于CPI和GRPI两变量谁为因，谁为果，故需要对其进行因果关系检验。

从表3、表4中可知，在5%显著水平上，CPI是GRPI的原因。这是因为CPI本身就包含了粮食价格这一项，由于数据和统计方法等限制，笔者无法从CPI中剔除粮食价格这一变量，而得到新的不包含粮食价格的CPI；另外，本文选取的数据本身就是粮食批发价格，而任何一个行业的价格变化，除了受到产品本身的需求与供给的影响之外，必然都会受到整个国家宏观物价水平的影响，在全社会出现通货膨胀时，粮食价格必然会随着CPI的升高而上升。由以上分析，可认为，近三年，粮食价格的变动会受到通货膨胀的影响，但具体会受到多大的影响，及主要影响因素有哪些，则不在本文研究范围之内。

四、结论与建议

综上研究可知，在长期，我国粮食价格与通货膨胀存在协整关系，且粮食价格对通货膨胀的长期影响系数为0.564275；在短期，两者之间存在单向的格兰杰因果关系，即通货膨胀对于粮食价格有滞后2期的影响，说明粮食价格对于通货膨胀的变动大约会在2个月内作出反应。

自2004年恢复增产以来，粮食总产量已实现“八连增”。然而在如此形势下，粮价却在持续上扬，其根源在于增长缓慢的农业生产率与上升过快的成本。若人为压制粮价，必然会挫伤农民种粮积极性。因此，未来我国粮食政策应当有所侧重，如控制粮价合理上涨，增加粮农补贴，推进现代农业。

参考文献：

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[5] 程国强，胡冰川，徐雪高.新一轮农产品价格上涨的影响分析[J].管理世界，2008，（1）.

第4篇：通货膨胀的概率范文

关键词:通货膨胀;货币供应量;经济增长

1 引言

随着国际金融危机的蔓延，从2008年下半年我国经济出现大幅滑坡，虽然我国政府采取了有力措施，但经济目前还未进入强劲反弹的道路。从物价来看，2007年4月以来我国居民消费价格总水平不断攀升，2007年全年CPI指数上涨4.8%，2008年2月CPI指数高达8.7%，创历史新高。随后几个月CPI和PPI大幅回落，已连续数月为负值，截至2009年7月份CPI同比下降1.8% PPI降8.2%。同时货币供应量高位趋稳，2009年7月末，广义货币供应量(M2)余额为57.3万亿元，同比增长28.42%，增幅比上年末高10.6个百分点，比上月末低0.03个百分点;狭义货币供应量(M1)余额为19.59万亿元，同比增长26.37%，比上月末高1.6个百分点;市场货币流通量(M0)余额为3.42万亿元，同比增长11.59%。同时我国对外依存度扩大，内外失衡，虚拟经济也在不断膨胀，央行被动投放基础货币。货币增长率上升虽然不是通货膨胀的唯一原因，但有着密切联系，货币供应量的增加迫使总需求的“主动增加”，尤其是促进了资产价格的上涨，然后传导到食品价格并引起通货膨胀，剧烈的通货膨胀就会对宏观经济形成极大的冲击，进而影响到经济的增长。

2 西方关于货币供应量与经济增长、通货膨胀的分析

西方经济学一般认为:货币对经济不发生任何实质性的影响，不影响实际的经济变量，货币就是中性的，不然货币就是非中性的。但是西方经济学家对货币中性的理解在程度上也不完全一致。代表性观点有:(1)古典学派的货币中性论主张货币经济只不过是实物相互交换的实物经济，货币仅在商品交换过程中启到媒介作用，对实际经济不发生实质性的影响。(2)威克塞尔货币非中性论，对古典货币数量论的批判中引入了“自然利率”的概念，认为货币是影响经济的重要因素，主要是由于货币在资本形成和资本转移中发挥着重要作用。(3)凯恩斯主义的货币非中性论认为，货币供应量的变动在短期内影响就业、产出和收入等实质经济因素，而在长期内则影响价格。把利率作为货币与产出的枢纽，通过货币政策调节经济中的货币供应量。主张货币通过两个方面影响实际经济:货币市场决定利率，再通过利率影响投资，从而影响总需求，导致总产量和总就业量的变化;货币作为一种资产，它与其他金融资产存在替代效应。(4)新古典主义的货币中性论认为，宏观经济总量的解释只是建立在单个人的最优化选择的基础上的。卢卡斯、萨金特、华莱士等通过新古典主义的基本原理，如市场出清、理性预期和只有实际变量才至关重要等应用于标准的宏观经济模型，得出了货币中性的结论。声称货币主义的短期和长期不是特别有用的，真正的区别是预期与未预期到的差别，正是由于理性的经济当事人能预期到系统的货币政策，货币对经济中的实物变量不产生影响，从而回到了货币数量论的货币中性的观点。

3 货币与经济关系计量分析

基于以上的理论分析，控制货币存量的增长率，使其按照一个或几个关键的经济变量的变化而同步连续地变化，货币当局就能提供一个可为经济稳定发展的货币背景。对此，本文从国内生产总值增长率(名义国民收入增长率)和通货膨胀率(物价上涨率)与货币存量增长率之间关系进行计量分析。下面，我们选择1978-2008年间的M0供应量增长率和通货膨胀率、GDP 增长率(年度数据)作为我们实证的数据区间，根据货币数量论的相关理论，对我国的货币供应政策的稳定性进行计量考察。

(1) GDP 增长率、通货膨胀率与供应量增长率相关性分析。根据我们所获得的数据，应用统计计量分析软件Eviews，得到了M0供应量增长率与GDP 增长率、通货膨胀率之间的相关系数。可以得出，m0和cpi的相关系数为0328686642237996，m0和gdp的相关系数为035392280266161正如现代货币数量论和许多实证所验证的那样，我国的货币供应量与GDP 增长率、通货膨胀率具有较强的相关性。货币的长期周期性变动与相应的货币收入(或国民收入)和价格水平变动之间的关系是比较密切的和稳定的。另外，根据它们之间的点线图，我们可以得出，M0增长率与GDP 增长率、M0增长率与通货膨胀率之间的变化具有大致相似的同增同减的长期趋势，即它们具有长期的一致性。当然，它们之间的因果关系、它们相互之间的变动是否是即期还不明显，我们将在下文给出分析。但是，有一点可以肯定的是，当经济波动较大时一定伴随着货币供应量的较大的波动。

(2) M0供应量增长率、GDP 增长率、通货膨胀率三者之间的因果关系分析。运用Granger 因果关系检验，我们可得如下检验结果。对于通货膨胀不是货币供应量Granger 原因的原假设，拒绝它而犯第一类错误的概率是 0.80471，表明通货膨胀不是M0 增长率Granger 原因的概率较大，不能拒绝原假设。而第二个检验的相伴概率只有 0.01037，表明我们至少可以在95%的置信水平下，认为M0增长率是通货膨胀的Granger 成因。对于GDP 增长率与M0 增长率之间的Granger 因果关系，我们得不出类似的结论。

(3) M2 供应量增长率、GDP 增长率、通货膨胀率回归分析。由上面的相关分析和因果关系分析，我们可以很有理由地运用货币供应量的两因素模型对三者进行回归分析。由此，我们得到如下回归方程:

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

从中我们可以看出回归系数都通过了检验，并且整个方程的F 检验也是显着的。这也从另一方面说明了货币供应量的增长对于物价水平的波动具有显着地影响。另外，我们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

它的回归系数的t值不显着，方程也不显着。这说明，GDP增长率和通货膨胀率之间没有显着的关系。

4 基本结论和政策建议

综合现代货币数量理论和我们上面的计量分析，我们可以得出以下结论:改革开放以来，我国货币供应量的增长对经济的影响是显着的。同时，货币总量的变动是一个相对独立的过程，而经济变动受到货币变动影响的关系相对来说是很稳定的。因此，当货币存量的增长率存在明显波动时，必然伴随着经济增长的波动。1978年以来，我国的货币政策在实际运作过程中基本上遵循着现代货币数量论的政策主张。然而，由于经济的大幅度增长，投资的狂热和相对无序，货币当局无法摸清经济运行的规律而又对经济形势过于乐观，导致了货币供应不连续、不平稳、无规律地变动。这种货币供应的变动在一定程度上造成我国经济在八十年代中后期和九十年代中期物价持续上涨和经济波动。如在1990-1996年间，我国的货币供应总量增长率平均都在25%以上，由此直接导致了在九十年代中期我国的泡沫经济和平均10%以上的通货膨胀率，给经济发展造成了很大的不确定性和危害。同样的原因也造成了1988年和1989年高通货膨胀(分别为18.5%和17.8%)和民众对经济前景的恐慌。同时，由于对经济发展的长期趋势缺乏考虑，货币政策造成经济波动的突发性反过来使得货币当局在制定和执行货币政策时的被动性，从而进一步造成了经济的不稳定。如1997年以来，我们虽然制止了高通货膨胀，却又陷入了持续的通货紧缩(1998、1999、2000年的物价上涨率分别为-2.6%、-3%、-15%)，在某种程度上这不能说不是在治理通货膨胀时由货币政策的突发性造成的，目前的情况也与此类似。对以上分析结论，以及我国当前的实际经济背景，我们提出以下政策主张:

(1)根据经济的长期预期增长率来指导货币供应政策。由于长期的真实经济增长率是由实际的劳动力增长率、生产技术的发展速度等非货币因素决定的。因此，为了使货币政策的制定和执行不至于对长期经济发展冲击，引起经济的不稳定，我们就必须使货币总量的增长率紧跟真实经济的长期预期增长率，进行连续、平稳的供应货币。稳定的货币供应还会使一般公众建立起对货币政策的信任，使货币当局的政策在执行时更为有效和及时。

(2)货币政策应以稳定物价水平为目标。由于通货膨胀的心理预期，当货币增长引起物价水平上涨后，公众预期价格将会持续上涨，投资者愿意投资，借款者愿意借款，这样就使利率不断上涨，经济趋于狂热，结果泡沫经济和危机就随之而来;反之，物价下跌后，公众相反的行为使利率不断下跌，最后也会使经济趋于崩溃，并且这种影响过程是逐渐的、长期的。因此，为了消除物价的恶性影响，盯住稳定的物价目标是可取的，而这可以通过货币供应量与推动物价涨跌间稳定的关系来达到这个目的，正如我们上文所分析的实证结果那样。

(3)加强货币政策在国家宏观调控政策中的主导地位。货币需求对利率的富有弹性，财政政策对利率的缺乏弹性，使得财政政策相对货币政策来说是无效的。

因为财政政策只是对现存的货币总量进行再分配和使用，它排挤了“私人”投资而转为“政府”投资，这种投资的“乘数”效应会大大降低。而根据长期的真实经济增长率所确定的货币政策，当它与财政政策共同实施时，可产生繁荣的经济增长，这已有许多发达国家历史经验所证实。

参考文献

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黄凤忖.我国经济增长与货币供应量的依存度分析[J].经济纵横，2004，(10):9596.

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任立民.货币供应量与经济增长、物价的协整研究[J].赤峰学院学报(自然科学版)，2009，(3):9192.

夏斌，廖强.货币供应量已不宜作为当前我国货币政策的中介目标[J].经济研究，2001，(8):3343.

第5篇：通货膨胀的概率范文

[关键词] 通货膨胀 需求 成本 预期

通货膨胀是指流通中的货币数量超过正常经济运行所需的数量而引起的货币贬值和价格水平全面、持续上涨的经济现象。中反复发作的顽症。在对通货膨胀研究时，经济学者通常把通货膨胀分成需求拉动型、成本推动型和结构型三种，其实是从三个方面来论述通货膨胀的原因。当前我国物价经历了持续的上涨，严重影响国民经济的健康发展。正确的分析其原因显得重要而迫切。

一、我国当前通货膨胀的整体概况

衡量通货膨胀高低常用的指标有CPI、PPI国民生产总值是平减指数。以下从当前我国CPI和PPI认识通货膨胀的概况。

通过表1可以看出（1）我国的CPI从2007年4月的3.0%上涨到2008年4月的8.5%;（2）PPI的显著上涨从2007年的11月份开始的，2008年要密切关注由PPI推动的CPI上涨。

二、我国通货膨胀的成因分析

当前的通货膨胀是需求、成本等因素共同作用的结果，以下从需求、成本两方面分析其产生的原因。

1.需求因素：从宏观经济学角度来看，通货膨胀的发生是由于总需求与总供给的缺口造成的，总需求的膨胀可从消费膨胀和投资膨胀两个方面来说明。

(1)消费膨胀：我国当前的人均GDP已经超过2000美元。随着人均GDP的提高，一方面人均消费水平也会随之提高，另一方面由于我国利率水平长期处于低位，居民的储蓄倾向下降，消费倾向上升。这都推动了消费膨胀。同时消费结构的转型也造成了消费膨胀。随着我国国民收入的迅速提高，居民的消费结构也在发生着变化，在消费结构中不仅增加了肉、蛋、禽的消费比重，而且对食品的营养、健康方面有了更高的要求。而肉、蛋、禽等食品的生产需要消费大量的粮食，粮食需求迅速膨胀，但我国的粮食产量却增长缓慢，供需之间的缺口拉大，粮食价格开始上涨。同时，企业为了迎合居民对食品营养和健康方面的要求，更加注重对粮食等原材料的健康要求。在国内市场无法满足其需求情况下，转而把目光投向国际市场。最近几年，世界粮食的产量一直在下降，企业必须以更高的价格购买粮食等原材料，企业成本的增加也推动食品价格的上涨。

(2)投资膨胀：总需求的膨胀始于投资膨胀，投资膨胀主要表现在以下两个方面：

①社会固定资产投资的上涨 。从2002年开始，我国全社会固定资产投资增速都在20%以上，2007年增速达到24.8%，经济出现过热的倾向。这导致了钢材等生产资料的明显持续上涨。生产资料的上涨拉开了物价全面上涨的序幕，最终从生产资料领域传导到消费品领域。

②国外资本流入。由于世界经济的不景气和人民币升值的影响，外商投资和国际热钱大量的进入我国，国外资金的大量进入使我国的外汇储备迅速提高，2008年3月我国的外汇储备已经达到1.68万亿美元。中央银行被迫向社会投放大量的基础货币，全社会流动性过剩的压力越来越大。同时受美国次贷危机的影响，一些国外的投资者将资金投向我国市场，使流动性过剩问题雪上加霜。

2.成本因素。企业是市场经济中的重要的微观主体，其成本的增加也在恶化通货膨胀。

(1)投入品价格上涨：经济学理论认为，上游投入品价格上升较快一定会在一段时间后传导到最终消费品价格上，对通货膨胀产生成本推动的压力。当前大宗商品的价格在高位运行。近期美国，以及相关一些国家不断降低利率，主要货币的贬值已使原油价格攀上100美元大关；粮食的工业需求的大幅增长，使粮食价格可能继续高位运行的概率加大；铁矿石2008年65%的涨幅已经是定局。这些在2008年下半年带来的直接结果便是PPI的持续走高。上游投入品对通货膨胀的成本传导的压力加大，我国输入型通货膨胀风险上升。

(2)劳动力成本上涨：中国最近几十年来的快速的经济发展，得益于我国的人口红利。近几年中国经济的两位数的高增长，劳动生产率的增速大大高于GDP增长速度，工资呈上升趋势是必然的。最近沿海地区劳动力短缺的现象就显示出了工资上升的压力。《劳动合同法》等法律的实施，从保护劳工权益的角度做出的各项法律规定，使工资增长的预期加大。在一个通货膨胀预期高的环境中，工资上升是通货膨胀的刚性因素。在目前我们的通货膨胀环境中，工资上升可能形成工资―物价的螺旋上升。

三、文章的结论

中国当前通货膨胀是多种因素共同作用的结果，投资的膨胀在通货膨胀的前期起主导作用。随着通货膨胀进程的推进，成本因素开始发挥作用，2008年将是成本因素主导的通货膨胀，当前我们应该关注成本因素，避免通货膨胀从总需求拉动演变为成本推动。提前制定防范措施,只有这样我们才能更好地应对当前的通货膨胀。

参考文献：

[1]李拉亚:通货膨胀机理与预期[M].北京:中国人民大学出版社

[2]李晓西:现代通货膨胀理论比较研究[M].北京:中国社会科学出版社

第6篇：通货膨胀的概率范文

下面以施工现场被盗情况为例，说明施工企业通常采用计算损失频率和损失严重程度的平均指标和变异指标来分析所面临的风险情况，并作出决策的方法。

例如某施工企业近五年内工地被盗窃的损失资料如表1所示。

运用表2计算企业被盗损失的方差，标准差和变异系数。

通过把平均指标与变异指标综合起来进行分析，可以从量上确定企业风险的大小。若过去每次损失的次数都一样，则能用平均损失精确预测下一年度的损失，即可以将这些损失作为一种经营费用来处理，并可以认为企业无风险。但是，如果标准差或变异系数很大，即过去的损失资料表明，每年的损失值相差很大，这时不可能精确地预测下一年度的损失，企业面临的风险很大。事实上，有以下几种情况：

平均损失大，标准差或变异系数小，企业面临的风险很小，可以自己承担风险，而平均损失可以作为附加费用构成报价的一部分，将损失进行转移。

平均损失小，标准差或变异系数大，企业面临的风险很大，对该情况要做作具体分析，针对不同情况作出决策。如果风险很大，但是可以采用投保或签订灵活合同等将风险转移，则企业仅需考虑风险转移的费用；如果风险很大，但是通过企业自己采取措施，可以避免风险或将风险大大地降低，则企业必须对这种措施进行费用效益分析；如果风险很大，且不可转移，又无可采取的措施避免风险或采取措施避免风险是不经济的，那么企业就干脆放弃投标。

平均损失很小，标准差或变异系数亦小，企业面临的风险小，则企业可以不予理会。

由于被盗损失受许多不确定因素的影响，而每个因素影响的大小往往难以确定，故在大多数情况下，被盗损失X的随机变化服从正态分布。将随机变量变换为标准正态分布随机变量。则每次损失金额小于1万元的概率

每次损失金额4万元＜x＜5万元的概率：

=

每次损失金额在6万元以上的概率：

平均损失金额：

在区间内的概率为0.68；

在区间内的概率为0.95；

在区间内的概率为0.997；

通过上述的方法可以将损失的概率区间加以确定，然后根据企业其实际情况，判断这些损失给企业带来的影响。由于企业的规模、技术水平和财务状况的不同，同样的损失金额对不同的企业其风险程度是不同的，因而，避免风险所采取的方法和技术措施，也是不一致的，但不论采取什么样的损失控制措施，都必须进行费用—效益分析。只有当效益大于支出费用时，采取的损失控制措施才有意义。

采取损失控制措施的投入与采取措施后事故经济经济损失的减少，应满足如下关系式才算合理。即：

式中：——采取控制措施的投入；

—控制系统的服务时间；

—控制系统的报废期；

——未采取控制措施前，事故损失函数对时间的期望值；

——采取控制措施后，事故损失函数对时间的期望值；

——表示系统采取控制措施前、后所节省的费用函数；

——连续贴现函数；

——贴现率。

一般说来，投入一定数量的资金，采取必要的损失控制措施，系统的安全性就会得到相应的提高，事故造成的经济损失就会相应减少。但是，对于一个企业来说，这部分投入是有限的。下面从预防措施费用和系统发生事故损失费用与系统安全性的关系出发，来找出最优投资，如图1所示。

图中，表示事故预防费用函

数，即用以提高系统安全性的投资费用函数。

表示系统由于发生事故所造

成的经济损失函数。

这两条曲线可以由统计分析给出，

并设定函数和分别由下式

表示：

式中，A、B、a、b均为统计常数，X为系统安全性百分数。在系统存在期间，总费用与安全性的关系如下：

求的最优值

得

则

上式表示在一定的安全投资曲线（风险曲线）下，在点投资。其效益最好。

从图1可以看出：

（1）当系统的预防事故费用投入愈多，其安全性就愈大。但是，投入与事故代价相比，就不一定投入愈大愈好。在与两条曲线相交点的左侧，损失大于投入，这时的投入才有意义；在交点的右侧，投入大于损失，显然，这时的投入就毫无意义。

（2）投资曲线优于，这意味着资金的合理分配是极为重要的。也就是说，在制定控制风险的投资方案时，要科学的确定哪些风险因素需要进行风险控制投资，其数额是多少。这样才能达到事半功倍的效果，使经济效益和系统的安全性和共同提高。

对于一般性风险，可以通过上面介绍的方法进行估测评价，并选择合适的技术措施。但是，对于施工企业在签订固定价合同时所面临的通货膨胀风险，上述方法是无法解决的。下面就固定价合同的通货膨胀奉贤进行分析。

假设施工过程中，人工、材料均以膨胀率上涨，则现金的支出流也必然以上涨，预期最低收益率不变，则包括通货膨胀率在内的预期收益率为：

即

代入式（4—29）有

*已知现值将来值，分析，不包括通货膨胀的收益率，包括通货膨胀的收益率，通货膨胀率，有：

如果先将F折算成基年货币有：，再折现有：

两式P值应相等。推导出

即：

=

第7篇：通货膨胀的概率范文

基金项目:云南省自然科学基金(2008CD186) ;云南省教育厅科学研究基金(07Y10102);红河学院博硕基金(XJ1S0923)．

作者简介:王贵红（1979-），男,讲师.主要研究方向：金融数学.

摘要: 对经典风险模型进行推广,建立资金利率和通货膨胀率下带干扰的双复合二项风险模型,分析了盈余过程的性质,并运用鞅方法和盈余过程的性质得到了破产概率的一般公式及Lundberg不等式.

关键词: 资金利率；通货膨胀率；调节系数；鞅； 破产概率

中图分类号:O211.67

文献标识码:A文章编号: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

风险理论主要是从定量的角度研究保险公司经营的安全性――保险公司最终破产或短期内破产的概率的大小,因此破产概率一直是风险理论中十分重要的研究课题.在经典的复合二项风险模型［1-3］中,一个很重要的假设就是保费的收入过程是时间的线性函数,即保险公司按照单位时间常数速率取得保单,并假定每张保单的保险费相同.然而在实际情况下,保险公司受诸多因素的影响,单位时间内收到的保单数往往是随机变化的,文献［4-5］采用二项分布来描述保单的到达次数,但其每次收取的保费依然假定为常数.众所周知,经济形势的变化、大众保险观念的转变、经营险种的多样化以及可能发生的自然灾害等都是不确定的、随机的.为了进一步减少这种不确定性,以实现保险公司经济利益的最大化,一个较好的方法就是采用随机费率,文献［6-8］对保费收入为复合二项过程的风险模型进行研究,得出了破产概率满足的Lundberg不等式.然而在保险实务中,利率、通货膨胀率在很大程度上影响着保险公司的财务状况,尤其是近几年经济发展变化莫测, 而且由于不确定的收益和付款因素的干扰，保险公司的余额会发生一些变化,这些因素如果不加以考虑则会造成与实际较大的偏差.本文综合上述因素对经典的复合二项风险模型进行改进,建立利率与通货膨胀率下带干扰的双复合二项风险模型,并得到其破产概率的一般公式和Lundberg不等式,这不仅加强了模型的现实描述能力，而且使保险公司能科学地预测未来的风险和收益,对确保经营稳定性具有实际意义.

参考文献:

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第8篇：通货膨胀的概率范文

【关键词】通货膨胀；聚类分析；因子分析；上市酿酒企业

一、引言

随着次贷危机带给全球经济衰退影响的逐步减弱，在次贷危机期间，全球各国政府大力刺激经济的后续影响——通货膨胀开始渐渐抬头。我国在受到自身超发货币以及输入型通胀的共同影响下，从2010年以来CPI指数屡创新高，特别是2011年通货膨胀影响已经是我国宏观经济的最大障碍。

众所周知，通货膨胀具有着产出效应，特别是需求拉动的通货膨胀可以刺激生产，促进收入增长。作为酿酒行业，在通货膨胀的宏观经济环境中，往往被人们认为具有一定的抗通货膨胀的作用。本文就通过实证分析来研究在2009年以来的通货膨胀环境对我国酿酒行业盈利能力的影响，并找到影响的主要因素。

本文首先研究酿酒行业的整体盈利情况，并利用聚类分析来讨论行业的盈利能力的区别。然后，利用因子分析和多元回归分析来找到影响我国酿酒行业利润率水平的因素。并在结论部分给出通过实证研究得出的结论及不足。

二、文献综述

对于通货膨胀对于产业盈利能力的研究主要还是集中于宏观层面的，我国学者没有深入到各个行业中去。周春生[1]（1991年）采用计量方法研究了通货膨胀的促进论；黄丞[2]（1997）研究了我国的通货膨胀与经济增长的关系。郭茂佳[3]，杨曙光，杨仲伟[4]等学者研究了通货膨胀的效应问题。黄丞，吴健中，蒋馥从定性地分析了我国经济增长和通货膨胀之间的关系，而刘霖[5]（2005）则是通过定量模型分析了这两者之间的关系。

对于酿酒行业的研究，我国现有的文献主要集中在定性分析中，季树太[6]（2003）定性分析了我国啤酒行业的发展趋势，同时，和谢武[7]（2009）则定性研究了我国白酒行业的概况和发展趋势。杜传忠[8]（2009）通过了DEA模型研究了酿酒行业的生产效率问题。

总的来看，现有的文献很少使用定量分析来研究酿酒行业，同时，研究通货膨胀在特定行业，特别是酿酒行业方面的文献较少，本文则是将上述缺失加以改进，通过定量的分析来研究通货膨胀下酿酒行业的盈利能力。

三、实证研究

为了更好地研究通胀环境下，酿酒行业盈利能力的状况，本文通过采用聚类分析、因子分析、多元回归等统计研究方法来进行研究。通过一系列的实证分析，来给出酿酒行业受宏观经济环境影响的程度。

（一）变量及数据的选择

由于本文注重研究通货膨胀下酿酒行业的盈利情况，所以本文选取的变量主要是包括影响酿酒行业利润率的自身变量以及一些宏观经济指标，这些变量如表3-1所示：

另外，本文的数据来源包括两个方面：从钱龙软件中选取了22家上市酿酒企业自2009年1季度到2012年1季度的营业数据样本，同时在国家统计局官网、中国产业信息网、中国人民银行官网上获取自2009-2012年各季度的宏观数据。

（二）酿酒行业的统计描述

通过22家上市酿酒企业13个季度的利润情况(统计结果见附录)，可以发现：从整个酿酒行业利润的均值来看，酿酒行业第一季度利润大于其它各个季度的利润，从标准差来看，各酿酒企业的利润差距较大。

进一步结合聚类分析，见表3-2，可以发现上述差异主要是因为生产产品利润水平的差异。在酿酒企业中，张裕A、贵州茅台、泸州老窖、五粮液、洋河股份为一类，这一类的营业利润远高于第二类酿酒企业，从深层次来看，除了张裕A以为，其它四家酿酒企业都为白酒企业，可见我国的酒类消费品种，白酒的利率最高，而在这些白酒企业中，贵州茅台、五粮液等酿酒产品是酒类中的高端消费品，而其由于受到产地、产能的限制，往往处于卖方市场，通过不断的加价来提高其自身的盈利水平，同时，正因为这些产品的稀缺性，消费者往往赋予了其一定的投资属性，这进一步提高了这些酿酒企业的利润水平。最后，高端白酒在我国政商界中还蕴含着感情交流的意味，正是这种特殊的酒文化也可能促进了白酒企业的高利润。

（三）实证研究

在分析宏观经济环境对于酿酒行业盈利水平的影响时，首先选取了酿酒行业的平均利润作为因变量，而将CPI、GDP、平均每人季可支配收入、主要农产品生产价格指数、商品零售价格指数、小麦价格指数这些变量作为自变量进行分析。数据样本见附录。在这里主要采用了2009-2011年的数据样本进行研究。

1、相关性检验

为了研究因变量和各个自变量之间的关系，首先对于各变量之间的相关性进行相关性检验，检验结果如表3-3所示。

从相关性检验中来看，平均净利润和CPI、平均每人季可支配收入、主要农产品生产价格指数、商品零售价格指数的Person相关性系数较大，同时其单侧检验结果都小于0.05，可见平均净利润率与这些变量高度相关。

同时，通过比较CPI、平均每人季可支配收入、主要农产品生产价格指数、商品零售价格指数这几个变量，我们发现这些变量之间都存在着高度相关性，如果直接采用多元回归分析，将会存在共线性问题，使得模型的解释程度不够，所以，在下文将通过因子分析来解决共线性问题。

第9篇：通货膨胀的概率范文

一、什么是通货膨胀及通货膨胀的成因

（一）通货膨胀定义

当纸币的发行量超过了流通中所必需的货币量，每个单位纸币所代表的价值就要减少，即纸币贬值。由于每个单位纸币所代表的价值减少，购买同样的商品就要付出比以前更多的纸币，表现为物价卜涨，而且不是一种商品或几种商品的价格上涨，而是物价总水平的上涨，这种经济现象称为通货膨胀。

随着结算制度的改进，货币的范围已从纸币扩大到银行存款，因此对通货膨胀的概念也应从纸币改成市场货币供应量，而不仅仅是纸币发行量。这样通货膨胀可以概括为：由于市场货币供应量过大，超过了商品流通的实际必需量而引起的货币贬值，引起物价总水平持续上升的现象称之为通货膨胀。

通货膨胀必然表现为三个方面：

(1)从货币流通量上看，与其必要量相比显得过多。

(2)从每单位货币所代表的价值不断减少。

(3)从商品价格上看，物价总水平持续上涨。不是季节性、然性的价格上涨。暂时性、偶然性的价格上涨。

以上为一个问题的三个侧面，彼此密切联系，同时出现。一个国家出现通货膨胀，必然引起物价总水平的上涨。在物价上涨的过程中，会出现两个不平衡：一是货币的发行速度与物价的上涨速度不平衡；二是物价总水平上涨过程中，不同商品其价格上涨的时间、速度不平衡。这两种不平衡主要表现在，在通货膨胀的初期，物价上涨的速度慢于货币发行的速度；在通货膨胀后期，物价上涨的速度要超过货币发行速度。

（二）通货膨胀成因

1.内因：我国发展

一般而言，超过3%则视为通货膨胀，而超过5%则视为恶性通货膨胀。自1978年改革开放以来，中国的通货膨胀经历了两个明显的高峰。第一次高峰在1985-1989期间，1989年通胀率高达18%;第二次严重通货膨胀发生在1993-1995年，连续三年通胀率都是两位数，并在1994年创下最高为24.1%的记录。

2007年7月我国物价指数同比上涨5.6%,自此拉响了我国新一轮通货膨胀的警钟。10月物价指数继续攀升,同比上涨6.5%。这使我国面临的通货膨胀压力进一步加大,在今年的中央经济工作会议上,中央决定明年实施“从紧货币政策”取代已实施十年之久的“稳健的货币政策”。

央行面对日益增长的外汇储备迫于汇率升值压力的无奈之举，一定程度上导致了物价上涨。货币持续发行，超过了经济需要，使得货币供给和产品的比例关系发生变化，所以引起最终品价格上涨。

货币超发而导致的“流动性持续过剩”是对当前通货膨胀的较好解释，流动性过剩推动了信贷快速增长。

2.外因：全球经济环境对我国的影响

在国际大环境中，美国的次贷危机成了全球通货膨胀的导火线。由于美国和英国房地产多年的持续上涨，导致高处不胜寒，开始下滑，从而引发了过度向房地产领域投放以次级按揭为代表贷款的金融机构巨额亏损，特别是那些以“金融创新”为名将次级贷款证券化的西方大型金融机构，相继暴露在风险面前。

2003年以来国际油价单边上扬为全球通货膨胀爆发打开了薄弱的突破口，2007年，原油价格在高位上继续攀升，年末纽约报收96.98美元一桶，全年上涨幅度达到57%，2008年上半年最高达147.27美元。具有指标性意义的原油价格上涨，带动了铁矿石、铝土等原材料价格的同步上扬。为替代高价原油，美国进行玉米代替燃料计划，玉米被大量炼制成乙醇，推高全球玉米价格，导致小麦和大豆种植面积减少，造成小麦、大米、大豆等基本农产品价格上涨。

能源和粮食价格的过快上涨是本轮通货膨胀的主力,价格的传导不断推动着各种成本的上扬。能源和粮食属于工业生产的上游产品,当其价格上涨积累到一定程度时,必然会传导到下游产品,不断高起的油价迫使全世界加快发展替代能源,进一步增加了对玉米加工为燃料乙醇的使用,推动了全世界玉米价格的上涨;油价上涨使化肥和柴油等价格上涨导致的产粮成本的提高需求的增加,以及饲料的价格上涨,直接表现为猪肉价格首当其冲地上涨。当前,食品上涨是一种全球现象,受全球粮价影响,个别生活必需品价格上涨已经带动其他相关生活必需品同时涨价。

长期以来，一直实行人民币盯住美元汇率制度，当人民币对某一货币明显升值时，我国对该货币发行国（区）的出口增速就会明显下降，而进口增速明显上升，这主要发生在以美元结算的国家。人民币大幅升值使我国商品的国际竞争力受到巨大挑战，原有的劳动力成本优势逐渐流失，对我国中小企业的出口造成很大冲击。

为了摆脱金融危机和经济衰退，美国采取了极为宽松的货币政策，大幅减息，向市场注入大量资金。其结果是美元大幅贬值，从而推高国际大宗商品价格，至少在客观上向全球（尤其是发展中国家）输出了通货膨胀

二、通货膨胀影响我国经济的哪些方面

（一）对收入分配的影响

当发生未预期通货膨胀时，有固定货币收入的人以及债权人遭受损失。相反，对于非固定收入者及债务人都是受益者。在现代社会中主要包括股票持有者、企业和国家。

消费者一次性货币收入的增加,其未必将增加的货币收入等比例地用于现有的消费品中,究竟消费者如何分配新增货币收入可能会因收入水平的不同而不同。对于投资者而言,一次性货币收入的增加可能会增加实业投资、增加商品供给而降低实体经济部门的价格水平,也可能因为虚拟经济部门更高的收益率而增加对虚拟资产的投资导致实体经济部门供给不足从而提高实体经济部门的价格水平。虚拟经济通过影响通胀水平的供给和需求两个方面作用于通胀水平。

（二）对财产分配的影响

由于通货膨胀侵蚀着货币购买力，使任何以固定货币数量计算的资产的真实价值也受到影响。对于持有不变价格财产的人来说其拥有的债券、银行存款的票面价值是相对固定的，实际价值将随物价上涨而下降。对于持有可变价值财产的人来说，则正好相反，他们会因通货膨胀而受益。

（三）对于经济效益的影响

通货膨胀造成人们对货币贬值的预期，导致流通中的囤积居奇，出现“投资不如投机，生产不如囤积，存钱不如存货“现象。导致生产下降，通货膨胀恶化，企业不再致力于提高产品质量，提高生产效率，降低成本，而是乘通货膨胀之机，抬高物价，粗制滥造，结果形成资源浪费，生产能力降低，严重影响经济效益。

通货膨胀的发生即意味着货币的贬值，当居民的名义收入不变或其涨幅低于物价上涨幅度时，其实际收入将会减少。虽然2007年CPI为4.8%，但食品价格上涨了12.3%，其中肉禽及其制品价格上涨31.7%，油脂价格上涨26.7%，鲜蛋价格上涨22.9%，涨幅远远超过居民收入的增加，考虑到居民膳食结构升级的影响，本轮通货膨胀对居民收入的影响更大。

美国消费下滑直接影响中国出口和外贸顺差，并且通过乘数效应和全球效应影响中国的投资和整体经济增长。直接降低中国出口的增速。对美出口占我国GDP的比重逐年提高，2007年达到7.2%，对美顺差占总顺差的62%。出口下降首先直接导致国民收入下降，继而降低消费和投资（尤其是出口行业的投资），对国民收入又有间接影响。美国经济下滑还会影响其他国家对美国的出口和这些国家的收入增长，继而影响这些国家从中国的进口。我们将以上直接和间接因素均考虑在内估算美国GDP增速下降1个百分点，将带来我国GDP增速下降1个百分点左右。美国经济下滑对我国当年的出口影响较大，而对投资的影响则在次年更为明显。也就是说，我国投资增速尽管今年因某些一次性因素将保持较快，但明年将大幅下降。

（四）对经济增长的影响

从短期看，当有效需求不足而且社会存在闲置生产能力时，通货膨胀可以刺激政府的投资性支出，扩大总需求，从而能够刺激经济增长。从长期看，通货膨胀会增加生产性投资风险，提高经营成本，使生产投资下降，从而不利于经济增长。

在生产力水平不发达,人们的消费以物质消费品为主,物质消费品供不应求的状态下,人们会将货币收入大多用于追逐物质消费品,主流经济学的货币供给与通胀一一对应关系成立,但随着生产力水平的不断提高,潜在的生产供给能力已经能够根据需求的变动及时提供物质消费品,这将导致人们消费内容的转变,从以物质消费品为主转向物质消费品、精神消费品并重,物质消费品不再是人们关注和追逐的目标。而潜在物质消费品的生产供给能力和部分未计入GDP的精神消费品构成了虚拟经济膨胀的基础。大量资金由于逐利进入虚拟经济部门。这样,货币供给的增加由于并不一定形成对物质消费品的新增需求,可能会流入虚拟经济部门,因而未必会使实体经济部门价格水平上升。即便货币供给增加的同时实体经济部门价格水平上升未必是由于需求的变动所致,可能是由于过多资金流入虚拟经济部门,导致实体经济部门生产供给不足引起的,因而必须深入分析虚拟经济变动对实体经济价格水平的影响。

通货膨胀不利于靠固定的货币收入维持生活的人，其实际收入因通货膨胀而减少，对储蓄者不利，还可以在债务人和债权人之间发生收入再分配的作用，还会引致失业甚至导致经济崩溃

（五）对国际收支的影响

通货膨胀的国家，国内市场商品价格上涨，出口商品价格也上涨，从而影响出口商品在国际市场上的竞争能力，出口减少。而本国货币贬值，必然导致进口商品价格降低，进口增加，致使国际收支恶化。在人民币升值的预期初和美国的利率差,大量的国际游资和热钱通过各种手段悄悄的进入中国市场,使得中国的流动性的大大过剩,其次的原因就是本币不可以自由兑换,让大量的国际游资和热钱只可以进入,出去就很困难,从而也是造成流动性大大过剩的原因。

三、我国应对通货膨胀的对策

（一）紧缩性财政政策

通过紧缩财政支出、增加税收，谋求预算平衡，减少财政赤字来减少总需求，降低物价水平。第一，减少财政赤字；第二，适度减少长期建设国债的国家发行规模；第三，优化财政支出结构，对一些可能会引发经济发展不稳定因素或者过热的因素，要进行严格控制。

（二）紧缩性货币政策

通过减少流通中的货币供应量来减少总需求，降低物价水平。可以通过中央银行的货币政策工具来实施。继续实施稳健的货币政策，就是要进一步控制信贷规模的过度扩张，使信贷规模保持合理稳定的增长。进一步收缩银行体系的流动性，进一步优化信贷结构，坚持有保有压的原则。加快推进利率市场化的进程，完善人民币汇率形成机制，增强汇率的弹性。

提高利率,收缩信贷,缩紧银根,减少市场的流动性;同时,现阶段人民币升值预期比较大,热钱会想方设法进入中国,中国政府要么继续严格加强资本管制,阻止热钱涌入;要么加快人民币汇率改革,让其快速回归均衡汇率。否则,货币政策会失效。

（三）紧缩性收入政策

通过控制工资的增长来控制收入和产品成本的增加，进而控制物价水平。可以通过以下几个方面着手进行：第一规定工资和物价水平增长率的标准，如规定工资增长率与劳动增长率保持一致。对于每个部门，由于劳动生产增长率与全国平均劳动生产增长率的差距引起的成本变动，允许其通过价格浮动来消除。第二工资-价格指导。通过各种形式的政府说服工作，使企业和工会自愿执行政府公布的“工资-价格指导线”。第三工资-物价管理，即对工资和物价实行强制性冻结。第四以纳税为基础的收入政策，即政府以税收作为奖励和惩罚的手段来限制工资-物价增长。

（四）价格政策

通过一定的手段限制价格垄断，来避免抬高物价。针对2007年以来我国以食品类为代表的价格长时间的过快上涨，始终把“防止经济增长由偏快转为过热、防止价格由结构性上涨演变为明显通货膨胀”作为当前我国宏观调控的主要目标来抓。要按照控总量、稳物价、调结构、促平衡的基调，把抑制当前食品和居住类价格的过快上涨作为当前宏观调控的重中之重。各级政府以及物价部门、有关部门，要切实采取有效价格手段和措施，强化价格宏观调控监管，控制总需求的过度扩张，保持总供需的基本平衡，确保价格总水平的基本稳定。

现在也有学者对这种价格管制的政策提出了质疑：易宪容先生就认为市场经济就是通过价格机制来形成对企业及个人有效的激励与约束，让企业、个人能够根据市场价格的变化来调节其行为。如果市场价格被管制，那么企业与个人行为的激励与约束机制就会显得力不从心。价格政策是否能行之有效，我们得通过市场的实际检验才能证明。

（五）供给政策

通过降低税率，刺激储蓄和投资，从而增加商品和服务，消除总需求与总供给的缺口。如果市场中出现垄断，物价易于人为控制，则发生通货膨胀的概率较高。通过加强竞争，充分发挥市场竞争机制的作用，可以消除人为控制物价的隐患。应采取措施进一步完善市场体系，促进生产要素市场、产权市场、期货市场的健康运行和发展，特别是要防范和打击农产品市场中的垄断和哄抬物价行为。当前，尤其是要注重发展期货市场，获取参与资源的定价权。

中国是石油、铜等原材料的重要购买国，但参与交易规则制定的权利非常有限，应逐步推出各种原材料的期货产品，参与国际期货市场。建立完善的经济信息系统，应增强相关信息的透明度、公开度、真实度，防止虚假信息，误导民众。

四、结语

目前对于中国货币政策框架的走向还没有定论。但随着通货膨胀这一目标在我国经济体中地位的提升，控制通货膨胀无疑成为新货币政策的关键目标。