李 冬，張文龍，任玉偉

（1.鄭州大學(xué) 商學(xué)院，鄭州450001；2.南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300071）

0 引言

通貨膨脹是經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域所關(guān)注的一個(gè)重點(diǎn)問題，關(guān)于通貨膨脹成因的研究，可謂是眾說紛紜。P.A.Samuelson的觀點(diǎn)是需求拉動(dòng)的通貨膨脹根本原因在于在充分就業(yè)的條件下，過多的貨幣追逐有限的商品［1］。W.Baumo根據(jù)勞動(dòng)生產(chǎn)率變化情況將經(jīng)濟(jì)分為勞動(dòng)生產(chǎn)率基本保持不變的“靜態(tài)部門”和不斷提高的“動(dòng)態(tài)部門”，指出在長遠(yuǎn)的角度上，社會(huì)通貨膨脹的強(qiáng)度是由“靜態(tài)部門”的產(chǎn)出價(jià)格上漲率決定的。在實(shí)證分析方面，F(xiàn)ischer利用1973年后101個(gè)國家的油價(jià)波動(dòng)數(shù)據(jù)分析通貨膨脹對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制，認(rèn)為在低通貨膨脹率下穩(wěn)定的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境有助于經(jīng)濟(jì)的增長［2］。

國內(nèi)學(xué)者對(duì)于通貨膨脹的研究也涌現(xiàn)出了許多豐富的理論，產(chǎn)生了不少經(jīng)典的學(xué)術(shù)觀點(diǎn)。鄧婷在分別對(duì)國際貿(mào)易傳導(dǎo)途徑和資本流入傳導(dǎo)途徑進(jìn)行實(shí)證分析的基礎(chǔ)上，認(rèn)為輸入型因素對(duì)于我國通貨膨脹的形成具有重要的影響作用［3］。高宇、宋巧和曾偉晟利用2004年1月至2007年9月的月度數(shù)據(jù)在對(duì)貨幣供求和通貨膨脹理論進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，認(rèn)為我國物價(jià)變動(dòng)的大部分因素可以通過貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)來進(jìn)行解釋［4］。趙廣永利用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型分析后，認(rèn)為對(duì)外直接投資（FDI）、貨幣供應(yīng)量、固定資產(chǎn)投資和平均勞動(dòng)報(bào)酬率是導(dǎo)致我國通貨膨脹發(fā)生的原因，F(xiàn)DI會(huì)通過對(duì)貨幣供應(yīng)量、固定資產(chǎn)投資和平均勞動(dòng)報(bào)酬作用于物價(jià)水平，使物價(jià)水平上漲，進(jìn)而引發(fā)通貨膨脹［5］。李楠通過使用1983年到2010年的數(shù)據(jù)對(duì)我國通貨膨脹的路徑進(jìn)行了變異性檢驗(yàn)，指出目前我國正處在高通脹區(qū)制，應(yīng)采取適當(dāng)從緊的貨幣政策［6］。

以上種種理論，有的側(cè)重于對(duì)于形成通貨膨脹原因的探究，有的偏向于研究通貨膨脹與其某一方面的關(guān)系和作用機(jī)制，比如說通脹的預(yù)期、通脹和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系等，有的理論著重闡述了規(guī)范性原理，有的則利用實(shí)證分析手段或?qū)?shù)據(jù)加以處理、或?qū)υ欣碚摷右则?yàn)證、或闡述自己獨(dú)到見解。由此可見，對(duì)于通貨膨脹研究的紛繁復(fù)雜令人在遇到通貨膨脹問題時(shí)難免不知用哪種理論和方法加以解釋和處理，故每每出現(xiàn)一場新的通貨膨脹總是會(huì)引來對(duì)于產(chǎn)生原因的不同看法，甚至有相反的政策建議。

本文從近些年來我國發(fā)生的物價(jià)水平普遍上漲的現(xiàn)象出發(fā)，收集分析數(shù)據(jù)，利用VAR和VEC模型，采取實(shí)證分析的方法，對(duì)財(cái)政支出和輸入型因素的關(guān)系進(jìn)行分析研究，厘清在我國這次通貨膨脹中財(cái)政支出和輸入型因素各自扮演的角色，分別產(chǎn)生了什么樣的作用，并相應(yīng)的提出政策建議，以作參考之用。

1 模型構(gòu)建和實(shí)證分析

1.1 變量選取和數(shù)據(jù)處理

本文分別選取消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）、財(cái)政支出額（FE）和西德克薩斯中質(zhì)原油現(xiàn)貨價(jià)格（WTI）作為衡量通貨膨脹水平、財(cái)政支出水平和國際物價(jià)水平的指標(biāo)。對(duì)上述指標(biāo)均選取月度數(shù)據(jù)，時(shí)間窗口為2006年1月至2009年12月，共48期數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)分別來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫和美國能源部信息處網(wǎng)站（http：／／www.eia.gov）。在數(shù)據(jù)的處理過程中發(fā)現(xiàn)FE呈現(xiàn)出明顯的季節(jié)性周期波動(dòng)的特點(diǎn)，如圖1a所示。利用Eviews剔除季節(jié)性因素的影響，剔除后的序列時(shí)序圖見圖1b，和原時(shí)間序列相比呈現(xiàn)出更加明顯的非線性趨勢。為了進(jìn)一步消除異方差的不良影響和數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，對(duì)所有序列取自然對(duì)數(shù)，分別記為lnCPI，lnFE和lnWTI。

1.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于非平穩(wěn)的時(shí)間序列存在的“偽回歸”問題，在利用時(shí)間序列進(jìn)行計(jì)量分析前，必須要進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，這里我們利用 ADF（Augmented Dickey－Fuller）單位根檢驗(yàn)法。利用Mackinnon臨界值，在殘差項(xiàng)不相關(guān)的前提下，選擇使得AIC和SC準(zhǔn)則最小的滯后階數(shù)，以便充分利用所給數(shù)據(jù)提供的信息。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 各個(gè)序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)于lnCPI，lnFE和lnWTI，其ADF檢驗(yàn)值在5%的顯著性水平下均大于臨界值，不能拒絕原假設(shè)，即lnCPI，lnFE和lnWTI均存在單位根，是不平穩(wěn)的時(shí)間序列。然后對(duì)三個(gè)時(shí)間序列分別取一階差分，dlnCPI，dlnFE和dlnWTI，其各自的ADF值在5%的顯著性水平下均小于臨界值，可以拒絕原假設(shè)，即原序列l(wèi)nCPI，lnFE和lnWTI的一階差分形式dlnCPI，dlnFE和dlnWTI是平穩(wěn)的時(shí)間序列，不存在單位根。lnCPI、lnFE和lnWTI均為一階單整，服從I（1）。

1.3 協(xié)整檢驗(yàn)

確定適當(dāng)?shù)臏笃趯?duì)于VAR模型而言尤為重要。如果選擇的太少，不僅誤差項(xiàng)會(huì)出現(xiàn)嚴(yán)重的自相關(guān)，同時(shí)也不利于反映模型所具有整體動(dòng)態(tài)過程。相反如果選擇太多則會(huì)對(duì)自由度產(chǎn)生不利影響。本文由于需要對(duì)lnCPI和lnFE，lnCPI和lnWTI分別建立兩個(gè)兩變量的VAR模型，所以需要分別對(duì)兩個(gè)VAR模型的滯后期進(jìn)行確定，確定的一般性準(zhǔn)則是AIC和SC。首先對(duì)于lnCPI和lnFE之間的VAR模型而言，AIC在4階滯后時(shí)達(dá)到最小，為－9.218 792，而SC在2階滯后時(shí)達(dá)到最小，為－8.751 701，這時(shí)因?yàn)锳IC和SC準(zhǔn)則最小值出現(xiàn)的滯后期不一致，難以對(duì)滯后期做出直接的判斷，需要利用最大似然比檢驗(yàn)（LR）進(jìn)行取舍。構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量LR＝－2×（220.432 3－222.984 3）＝5.104，由于LR統(tǒng)計(jì)量服從χ2（h）分布，其中h為約束條件的個(gè)數(shù)，這里為8。查得χ2（8）＝15.51，不能拒絕原假設(shè)，得出模型的最大滯后期是2。同樣對(duì)于lnCPI和lnWTI之間的滯后期確定，其LR＝0.3762，小于χ2（4）＝9.49，不能拒絕原假設(shè)，模型的最大滯后期為3。從以上分析可知，三個(gè)對(duì)數(shù)化的序列均為I（1），符合進(jìn)行協(xié)整分析的前提條件，接下來我們采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，來確定協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果見表2和表3。

表2 lnCPI和lnFE的協(xié)整檢驗(yàn)

表3 lnCPI和lnWTI的協(xié)整檢驗(yàn)

從以上Johansen檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，在lnCPI和lnFE之間不存在協(xié)整關(guān)系。而在lnCPI和lnWTI之間，在原假設(shè)為無時(shí)，似然比統(tǒng)計(jì)量大于5%水平下的臨界值，因而只有第一個(gè)假設(shè)被拒絕，在lnCPI和lnWTI之間存在著一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

1.4 VAR模型建立

對(duì)于不存在協(xié)整關(guān)系的lnCPI和lnFE，通過以上分析可知，其一階差分形式dlnCPI和dlnFE均為平穩(wěn)性序列，可對(duì)它們建立雙變量的VAR模型。對(duì)于存在協(xié)整關(guān)系的lnCPI和lnWTI，直接構(gòu)造雙變量的VAR模型。經(jīng)過Eviews處理，我們得到如下的長期均衡關(guān)系表達(dá)式：

對(duì)兩個(gè)建立的VAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，以保證模型的可靠性。這里我們利用AR根表和AR根圖進(jìn)行分析，VAR模型穩(wěn)定的重要條件就是AR特征多項(xiàng)式的所有單位根的絕對(duì)值都小于1，即在AR根圖上表現(xiàn)出來就是所有的特征根均在單位圓之內(nèi)。兩個(gè)VAR模型的AR根表和AR根圖分別見圖2，表4和圖3，表5。無論從AR根表還是AR根圖，均可以看出VAR模型通過了穩(wěn)定性檢驗(yàn)。

由以上分析可得，在我國近些年來的通貨膨脹形成過程中，財(cái)政支出和通貨膨脹之間并不存在著直接的長期均衡關(guān)系，所以兩者之間的關(guān)系只能通過其各自的差分形式加以描述。而我國的通貨膨脹和國際輸入型因素之間倒存在較為穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，并且輸入型因素（本文以石油價(jià)格為例）對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生的作用較為復(fù)雜，不同期限的石油價(jià)格對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生的影響方向是不同的。

表4 dlnCPI和dlnFE的VAR模型AR根

表5 lnCPI和lnWTI的VAR模型AR根

1.5 VEC模型的建立

對(duì)lnCPI和lnWTI建立雙變量的VEC模型，在考察長期均衡的基礎(chǔ)上，再掌握短期波動(dòng)產(chǎn)生的非均衡的影響，重點(diǎn)分析國際油價(jià)的一個(gè)短期因素對(duì)我國通貨膨脹所產(chǎn)生的影響，我們列出VEC模型中的一個(gè)式子如下。

其中ECM（－1）＝lnCPI－0.219 463lnWTI－3.694 351，誤差修正系數(shù)為正，說明通貨膨脹率如果偏離了其長期趨勢，在短期內(nèi)不容易得到修正，說明我國的通貨膨脹率有著劇烈波動(dòng)的特點(diǎn)，一旦偏離長期趨勢，會(huì)出現(xiàn)離趨勢越來越遠(yuǎn)的情況，放大通貨膨脹的影響。

1.6 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF：Impulse Response Function）被用來衡量來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)變量當(dāng)前和未來取值的影響。圖4顯示的是對(duì)dlnFE和lnWTI施加一個(gè)正單位大小的沖擊，通貨膨脹衡量指標(biāo)CPI所呈現(xiàn)的響應(yīng)路徑。

通貨膨脹（CPI）對(duì)來自財(cái)政支出（FE）的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息在第一期并沒有什么反應(yīng)，基本上是在0的水平上，第2期呈現(xiàn)出負(fù)響應(yīng)（－0.000 97），并達(dá)到谷底，然后迅速上升，在第4期時(shí)達(dá)到最高水平的正響應(yīng)（0.000 36），是整個(gè)區(qū)間內(nèi)為時(shí)不多的正響應(yīng)。隨后又立即下轉(zhuǎn)，在第5期再一次跌入谷底，呈現(xiàn)出負(fù)響應(yīng)（0.000 61）。但這次的谷底遠(yuǎn)沒有在第2期時(shí)表現(xiàn)出的那樣劇烈，是一個(gè)次谷底。隨后又立即上升，勉強(qiáng)達(dá)到正響應(yīng)之后就又立即下跌。整個(gè)響應(yīng)持續(xù)了14期左右，在15期才歸于0。這表明財(cái)政支出雖然和通貨膨脹之間沒有直接的長期均衡關(guān)系，但是財(cái)政支出通過作用別的一些介質(zhì)也可以對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生劇烈的影響，并且持續(xù)性較強(qiáng)。

通貨膨脹（CPI）對(duì)來自國際油價(jià)的響應(yīng)路徑更是呈現(xiàn)出超強(qiáng)的持續(xù)性特征，并且震蕩幅度相比財(cái)政支出而言表現(xiàn)得更加劇烈。國際油價(jià)的一個(gè)正沖擊使得CPI在第1期時(shí)并沒有馬上呈現(xiàn)出相應(yīng)的動(dòng)作表現(xiàn)，之后就立馬顯現(xiàn)出來，并在第5期達(dá)到波峰，呈現(xiàn)出正響應(yīng)（0.001 2），之后劇烈下挫，在第12期達(dá)到整個(gè)區(qū)間的最低值，產(chǎn)生較強(qiáng)的負(fù)作用（－0.002 3）。之后轉(zhuǎn)向上升，于第20期達(dá)到一個(gè)次波峰正響應(yīng)，隨后在第25期達(dá)到一個(gè)次波谷負(fù)響應(yīng)。隨后的時(shí)間內(nèi)，雖然震蕩還在繼續(xù)，但是幅度相比剛開始的時(shí)候已經(jīng)減少了不少，逐漸趨于平和，但持續(xù)了較長的一個(gè)時(shí)間段，直到大約50期左右才逐漸地趨于穩(wěn)定。這說明對(duì)于我國的通貨膨脹而言，國際油價(jià)的影響要比財(cái)政支出的影響來得更為深刻，持續(xù)時(shí)間也更長。

2 政策建議

本文通過選取2006年至2009年的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）、財(cái)政支出額（FE）和西德克薩斯中質(zhì)原油現(xiàn)貨價(jià)格（WTI）月度數(shù)據(jù)，在VAR模型和VEC模型框架下進(jìn)行了分析，取得了一些研究成果，給出以下政策建議。

加強(qiáng)對(duì)于財(cái)政支出的合理控制。研究結(jié)果表明，我國本次的通貨膨脹和財(cái)政支出并不存在真正意義上的直接聯(lián)系，但是財(cái)政支出仍然會(huì)對(duì)通貨膨脹率的高低產(chǎn)生影響。這說明我國的財(cái)政與央行實(shí)行分開管理，財(cái)政政策和貨幣政策各自相對(duì)獨(dú)立，沒有發(fā)生政府財(cái)政緊張時(shí)直接向央行借款這種濫發(fā)貨幣的現(xiàn)象。但是并不能因?yàn)檫@個(gè)理由就忽視財(cái)政支出在通貨膨脹形成過程中所發(fā)揮的作用。財(cái)政支出會(huì)使得在短期內(nèi)社會(huì)總需求極度膨脹，引發(fā)需求過旺，導(dǎo)致需求拉上型的通貨膨脹。所以我們必須對(duì)財(cái)政支出的具體領(lǐng)域進(jìn)行合理規(guī)劃，調(diào)整財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，讓財(cái)政支出真正地起到“穩(wěn)經(jīng)濟(jì)保民生”的作用，而不要與民眾的消費(fèi)需求過分重合，引發(fā)需求膨脹進(jìn)而導(dǎo)致物價(jià)上漲。

許多輸入型因素之所以可以迅速影響到我國的物價(jià)水平，這跟我國自身的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不無關(guān)系。打鐵還需自身硬，我們必須從自身內(nèi)部找原因，不斷完善自身，才能消化和吸收國際能源價(jià)格上漲所帶來的不利因素。首先，加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)長期存在著不合理現(xiàn)象，經(jīng)濟(jì)增長粗放，嚴(yán)重依賴原材料的大量投入。一旦國際上原材料價(jià)格出現(xiàn)重大變動(dòng)，便會(huì)導(dǎo)致我國上游產(chǎn)業(yè)的成本增加，推動(dòng)價(jià)格水平上漲。其次，要制定合理的中長期能源戰(zhàn)略規(guī)劃。中國現(xiàn)在作為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，隨著經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，對(duì)能源的需求勢必會(huì)進(jìn)一步加大。加強(qiáng)新能源的替代應(yīng)用，建立多元的能源供給渠道是當(dāng)務(wù)之急。同時(shí)我們還要不斷加強(qiáng)和鞏固農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)地位。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的進(jìn)一步發(fā)展，越來越多的耕地受到威脅，農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)地位變得岌岌可危。目前我國糧食供給在很大的水平上仍然依賴于國際市場的供給，國際糧價(jià)的上漲會(huì)對(duì)我國造成不小沖擊。努力推行農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，增加農(nóng)民收入，保證農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展，才能減輕輸入型因素通過國際糧價(jià)對(duì)我國造成的通貨膨脹壓力。

［1］Samuelson Paul A.Economics［M］.New York：Mcgraw－Hill Book Company，1976.

［2］Fischer Stanley.The role of macroeconomics factors in growth［J］.Journal of Monetary Economics，1993：485－512.

［3］鄧婷.我國輸入型通貨膨脹形成機(jī)理與實(shí)證分析［D］.長沙：湖南大學(xué)，2006.

［4］高宇，宋巧，曾偉晟.我國貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.金融縱橫，2008（4）：31－36.

［5］趙廣永.FDI與我國通貨膨脹理論與實(shí)證分析［D］.南京：南京理工大學(xué)，2010.

［6］李楠.我國通貨膨脹過程的形成機(jī)理分析與傳到機(jī)制檢驗(yàn)［D］.長春：吉林大學(xué)，2011.