我國經濟的滯脹風險評價與實證

董 華

(遼寧公安司法管理干部學院，遼寧 沈陽 110161)

一、引 言

當前我國經濟面臨著極為嚴峻的考驗，一方面是通貨膨脹的巨大壓力，另一方面是經濟停滯甚至衰退的威脅。有效遏制通貨膨脹的前提則是清晰認識當前通貨膨脹產生的原因，范志勇利用21世紀以來超額的工資增長和通貨膨脹數據進行了實證檢驗，認為貨幣供給是引起通貨膨脹的首要原因，而不是超額的工資增長，亦即2000—2007年我國還不存在“工資—通脹”的螺旋機制［1］。趙昕東和耿鵬對我國1996年1季度至2010年1季度GDP、M2、CPI和食品價格指數建立SVAR模型，分解出四種沖擊對價格總水平的影響程度，研究表明需求沖擊導致的價格波動滯后期顯著小于貨幣沖擊，需求的滯后兩期影響價格水平，而貨幣沖擊和需求沖擊同時考慮才能預測6個月以后的價格總水平變動［2］。傅強等通過構建流動性過剩、需求拉動、成本推動和國外通貨膨脹傳遞的動態通貨膨脹模型，研究表明流動性過剩是我國通貨膨脹的主要原因，需求拉動和成本推動依次影響較小，國外的通貨膨脹傳遞對國內通貨膨脹的影響是最低的，他們認為貨幣超發和信貸擴張是引起流動性過剩的首要因素，由凈出口擴大導致的過度需求與流動性過剩共同造成我國物價總水平的上漲，進而形成通貨膨脹［3］。

在通貨膨脹的調控與經濟增長速度放緩協調問題上，通過提高法定存款準備金或加息等手段收緊流動性的力度能否導致中國經濟增速下降幅度過大，這些重大問題引起許多學者對當前經濟是否會出現“硬著陸”和“滯脹”的擔憂。厲以寧認為我國當前最重要的經濟問題是要防止通貨膨脹轉向滯脹，如果經濟增速降到6%，就會出現“滯”。從適度從寬的貨幣政策轉向從緊的貨幣政策是可行的，保持積極的財政政策也是必要的，當前迫切的問題是要讓貨幣流量恢復到合理的水平。但一定要適度，否則就有可能會出現滯脹［4］。賀鏗認為中國經濟出現滯漲的原因有兩點:一是從2010年以來通貨膨脹的壓力不斷加大，而且這種通貨膨脹是成本推動型的，成本推動的通貨膨脹恰恰就是滯脹的一個特點。二是我國自1998年為了應對亞洲金融危機就開始實行積極的財政政策，一直斷斷續續到現在，金融危機發生后，我國進一步強化了擴張性的財政政策。這種擴張的財政政策可能使經濟結構產生扭曲，大搞基礎設施建設，加上寬松的貨幣政策流動性，推動了生產要素價格的上漲;同時由于市場內在的經濟增長不具備可持續性，經濟增速回落，這帶來了滯脹的風險［5］。

由此可以看出，學術界目前對滯脹風險的研究基本止于理論層面，難以有效實現對滯脹風險的精確衡量。為了克服現有研究的局限性，本文基于豐富的歷史數據，率先實現對我國滯脹風險進行定量的評價研究，通過非線性STR模型對1952—2010年通貨膨脹與經濟增長 (實際產出)可能存在的非線性關系進行深入挖掘，旨在通過轉移函數的特征清晰揭示通貨膨脹成因和影響因素之間的微妙關系并定量評價歷年我國經濟的滯脹風險，滯脹風險評價模型能夠預測“十二五”時期我國經濟出現滯脹風險的可能性大小，從而為準確把握當前抑制通貨膨脹的政策操作力度和認清轉變經濟增長方式的現實經濟環境提供實證方面的決策參考。

二、模型選擇與數據描述檢驗

1.實證模型選擇

平滑轉換的思想是Bacon和Watts首次提出的，他們認為因變量在不同的極端狀態間非線性漸變過度可以通過STR模型得到解釋，STR模型能夠很容易地擬合現實或者是檢驗經濟政策的操作效果 (現有文獻大多用于檢驗貨幣政策效果)［6］。隨后，Granger和Terasvirta進一步將STR模型拓展成為兩個類別，并認為STR模型由于強調狀態的連續光滑轉換，很適合描述樣本總體里每個組成成分隨著時間變化呈現大幅轉換的情形［7］，這恰好與我國影響實際產出的通貨膨脹因素相似，并且由于STR模型的非線性部分有一個轉換函數控制著非線性部分的參數的大小，又因為本文考察通貨膨脹成因亦即是研究價格水平與影響因素之間的關系，非線性STR模型恰好可以完美地擬合通貨膨脹與影響因素之間可能具有的非線性關系。因此，我們首先采用STR模型進行通貨膨脹成因的研究，隨后繼續采用STR模型對1952—2010年我國經濟運行的滯脹風險進行定量評價研究。本文所考察的滯脹風險評價模型的一般形式可以定義為如下:

其 中， G ( γ， c， st)={1+exp ［-γ (st-c1)(st-c2)］}-1，yt為我國第t期實際產出、pt為第t期居民消費物價指數(定基)，(-1)為相應變量的滯后一階，由于模型中所有變量均為1階單整I(1)過程 (變量的單位根檢驗結果如表2所示)，而由于建立STR模型的前提是要保證數據是平穩序列，所以我們對各變量進行了取自然對數和一階差分處理。

針對該模型的特點以及滯脹的產生機理，基于經典的宏觀經濟學AD-AS模型，將評價或預測我國經濟滯脹風險的衡量標準定義為:α1+G(γ，c，st)×β1∈ (-∞，0)，經濟處于滯脹狀態 (物價上升，實際產出下降);α1+G(γ，c，st)×β1=0，經濟處于需求拉動通貨膨脹 (處于潛在產出水平上);α1+G(γ，c，st)×β1∈ (0，+∞)，經濟處于瓶頸式通貨膨脹(資源、原材料的供給約束)。

我們將以上述判斷條件為基準，利用通貨膨脹與經濟增長關系的STR模型來測算1952—2010年我國滯脹風險的大小。需要說明的是，上述判斷標準α1+G(γ，c，st)×β1的值若在0附近取值時，我們近似認為滿足需求拉動型通貨膨脹的條件，并且該模型能夠定量預測“十二五”時期我國在轉變增長方式和調控通貨膨脹的大背景下國民經濟所面臨的滯脹風險，從而為政府當前的相關宏觀經濟決策提供實證依據和決策上的參考。

2.數據描述與統計檢驗

本文所考察的變量包括通貨膨脹率 (用p表示)、人均實際產出 (用y/l表示)、現金實際供給數量 (用m表示)、消費比例 (社會商品零售總額占GDP的比重，用consume表示)、稅收比例 (稅收占GDP的比重，用tax表示)、政府財政支出比例 (財政支出占GDP的比重，用cz表示)和人均實際貨幣工資 (用wage表示)。其中，將《新中國60年統計資料匯編》中的以1950年為基期的居民消費價格指數調整為1952年，便得到CPI的數據;人均實際產出的計算過程是:利用“中經網統計數據庫”里的三次產業增加值加總得到我國的名義產出，并用名義產出除以1952年為基期的居民消費價格指數(CPI)就得到了實際產出，利用實際產出除以“中經網統計數據庫”中三次產業年末人數總和，便得到了1952—2010年我國人均實際產出;現金實際供給數量、社會消費品零售總額、稅收、政府財政支出和人均名義貨幣工資數據均來源于《新中國60年統計資料匯編》 (2009—2010年的數據通過自回歸補齊)，GDP數據來源于“中經網統計數據庫”(三次產業增加值加總得到我國的名義產出)，人均實際貨幣工資是名義人均工資通過CPI調整得到。為了避免數據的劇烈波動和方便數據的處理和結果的解釋，我們分別將上述變量 (非比例變量)取自然對數。取完自然對數后各變量數據的描述性統計和單位根檢驗結果如表1和表2所示。

表1 變量的描述性統計表

表2 單位根檢驗結果

從表2單位根檢驗結果來看，物價水平、人均實際產出、財政支出占GDP的比重、稅收占GDP的比重、社會消費品零售總額占GDP的比重、人均實際工資和流通中的實際現金數量的水平值均為不平穩的，經過一次差分之后，都變得平穩，亦即這些變量均服從一階單整過程I(1)。為了進行后續分析，我們對這些變量進行協整檢驗，檢驗結果如表3所示，檢驗結果表明，所有的研究變量在1%的顯著性水平上僅存在一個協整關系，因此，這些變量在長期存在著穩定的變動趨勢。

表3 變量序列的協整檢驗結果

由于格蘭杰因果關系檢驗的前提是序列必須為平穩序列，因此我們對各個序列進行了一階差分形成平穩序列之后再進行格蘭杰因果關系檢驗。選取的滯后階數為3階，從表4的格蘭杰因果關系檢驗結果可以看出，人均實際產出、實際產出和稅收占GDP的比重對通貨膨脹具有單向格蘭杰因果關系，而流通中實際的現金數量在5%的顯著性水平上與通貨膨脹具有雙向格蘭杰因果關系，其余變量和通貨膨脹之間不存在顯著的格蘭杰因果關系。

表4 變量間的格蘭杰因果關系檢驗結果

三、實證研究

1.STR模型的設定

根據STR模型的建模要求，由于建立STR模型的前提是數據必須滿足平穩性條件，所以我們首先進行了單位根、協整和格蘭杰因果關系檢驗(檢驗結果見表2—表4)，經過檢驗適合建立STR模型之后，接著要確定自回歸 (AR)部分，經過反復建立線性回歸模型的檢驗，發現各個解釋變量的滯后項系數均不顯著。因此，我們決定將各個因素的當期項作為解釋變量，取響應變量dlnp的滯后1—3階，各個解釋變量的滯后0—1階為解釋變量，一共6種組合，以AIC和SC信息準則，在序列無關的前提下選取最優的滯后階數，每一組合的線性回歸結果如表5所示。

表5 Δlnp對6種滯后組合的回歸結果

從表5可以看出，在響應變量Δlnp為滯后2階，各解釋變量無滯后項時，DW統計量和各變量系數都顯著，且AIC和SC都達到了最小值。所以，本文采用 (2，0)組合回歸計算SSR0，進而檢驗線性假設。隨后，我們將要選擇轉換變量以及對線性假設的檢驗，如果拒絕了線性假設，就應進一步按照順序檢驗轉換函數的類型，由于本文是為了探索解釋變量中哪些是導致通貨膨脹的原因 (亦即能夠對通貨膨脹產生非線性影響)，我們在 (2，0)的滯后組合下分別檢驗了所有變量，對各變量線性假設檢驗和轉換函數選擇形式的結果如表6所示。從表6可以看出，我們應該選取Δlnm(t)作為轉換變量，轉換函數類型均為LSTR1型，亦即轉換函數的形式為:G(st)={1+exp［-γ (st-c1)］}-1，γ＞0。

表6 對線性假設的檢驗和轉換函數選擇形式的結果

2.轉換變量為Δlnm時LSTR模型的估計結果分析［8］

根據表6的轉移函數選擇形式的檢驗結果，我們采用STR模型中的LSTR1形式進行模型的估計和解釋。采用二維格點搜索法來估計初始值，得到的結果如下:c1的取值范圍為 ［-0.2031，0.3753］，γ 為 ［0.5000，10.0000］，分別從最小值到最大值等間距取30個值，構造了900對組合，針對每一組合的c和γ，計算出殘差平方和，取殘差平方和(SSR)最小者為初始值，然后使用Newton-Raphson迭代方法，最大化條件似然函數，從而得到模型參數的估計值，最后剔除不顯著變量，對模型進行優化得到最終的模型形式。具體估計結果如表7所示。

表7 轉換變量為Δlnm(t)的LSTR1模型估計結果

從表7的估計結果可以看出，在LSTR1模型的線性部分，Δlnp(-1)、Δlnm、Δtax的系數均在5%的顯著性水平上顯著，而且，滯后一期的Δlnp(-1)、流通中現金的實際數量、稅收占GDP的比重對當期通貨膨脹均具有促進作用，并且Δlnm(t)和Δtax(t)系數均大于1，Δtax(t)系數最大，為3.8980。由此可以看出，在我國經濟增長過程中，貨幣流通中現金的實際供給數量，稅收占GDP比重對通貨膨脹具有較強的影響。

LSTR1模型的非線性部分包括轉換函數和回歸項兩個部分。轉換函數的臨界值c1=0.0121，也就是說轉換函數關于0.0061(0.0121/2)對稱，當轉換變量Δlnm=0.0061時，轉換函數值G=0，非線性部分消失，模型完全變為線性形式;當轉換變量等于臨界值時，G=0.5。斜率γ=172.8988，表明轉換的速度較快，當轉換變量小于0.0121時，轉換函數迅速向1轉換，非線性部分對模型的影響就顯現的比較清楚，同時體現出我國實際現金供應量對通貨膨脹影響的非對稱性。當實際現金供給量出現輕微上升 (＜0.0121)的時候，實際現金供給量對通貨膨脹的非線性影響便十分顯著，實際現金供給量有1%的上升將導致我國通貨膨脹率 (1.2556%-1.1958%)0.0598%的提高，亦即通貨膨脹率對實際現金供給數量的彈性系數為0.0598。另外，社會消費品零售總額占GDP的比重增加1%會導致通貨膨脹率提高0.5503%。

3.基于STR模型的我國滯脹風險實證檢驗

經過檢驗，Δlnp和Δlny均為一階單整過程I(1)，實際產出對價格總水平具有單向格蘭杰因果關系，從表8的協整檢驗結果可以看出，我國實際產出和價格總水平在長期具有穩定均衡關系。利用上述過程對Δlnp和Δlny建立STR模型，最終選擇 (2，0)組合，建立以時間趨勢為轉換變量的LSTR1模型，估計結果如表9所示。

表8 變量序列的協整檢驗結果

表9 轉換變量為時間超勢的LSTR1模型估計結果

模型診斷結果表明，轉換變量為時間趨勢的LSTR1模型的殘差序列能夠通過ARCH-LM檢驗、正態性檢驗和序列相關檢驗;并且較高的R2說明該模型能夠很好地刻畫實際產出對通貨膨脹的非線性影響。根據轉移函數和本文第二部分的判斷標準，我們對1955—2010年我國經濟運行中是否存在滯脹風險進行了仔細的判斷，其中α1=-4.7328，β1=4.7464，轉移函數G的數值是從JMulTi軟件導出，根據滯脹風險評價公式計算出來的結果是，我國經濟在1955—1964年存在著較為嚴重的滯脹狀態，可能的原因是與我國建國初期的政治經濟環境較為復雜有關，我國當時處于大躍進與自然災害多發時期，因此理論上很容易出現通貨膨脹與產出下降并存的局面，這也部分印證了本文研究的結論與我國歷史上經濟的發展狀態總體上一致，體現出本文思路的可行性。而從1965年開始至今，α1+G(γ，c，st)×β1的值為0.0136，大致位于0附近，可以近似認為屬于需求拉動型的通貨膨脹，根據本文的思路和方法，我們能夠判斷出我國近年來沒有發生過滯脹，我國的通貨膨脹近似于需求拉動型的通貨膨脹。

四、結論和政策建議

科學控制我國通貨膨脹的首要前提是要能夠清晰界定何種原因引發了通貨膨脹。本文以篩選調控通貨膨脹的政策工具為出發點，利用非線性STR模型技術對1952—2010年影響我國通貨膨脹的諸多因素進行了實證檢驗，研究結果表明:(1)現金實際供給數量、全社會消費需求占比、政府財政支出、稅收占比以及人均實際產出均對我國通貨膨脹產生了顯著的非線性影響，且均可以用LSTR1模型表示，轉換變量對通貨膨脹的影響具有頻繁的線性與非線性的轉換。(2)流通中現金的實際數量增加是導致通貨膨脹的主要原因，我國通貨膨脹不屬于要素價格上漲導致的成本推動型通貨膨脹。(3)我國經濟在1955—1964年存在著較為嚴重的滯脹狀態，而從1965年開始至今，我國判斷出我國近年來沒有發生過滯脹。我國的通貨膨脹屬于需求拉動型的通貨膨脹，滯脹風險評價模型在我國具有較高的應用價值。

根據以上研究結論，對治理我國通貨膨脹提出以下政策建議:(1)控制流動性過剩，避免貨幣發行過多導致通貨膨脹。(2)社會消費品零售總額占GDP的比重增加1%會導致通貨膨脹率提高0.5503%，表明我國的通貨膨脹屬于需求拉動型的，因此，增加社會總供給是抑制通貨膨脹的一個有效措施。(3)投機性需求可能導致通貨膨脹，因此，嚴厲打擊人為操縱市場價格的不正當競爭行為也是治理通貨膨脹的重要手段。當然，本文的研究也具有不少的局限性:例如在數據的選取上，貨幣供給量暫時由于難以獲得M2的數據，僅以現金實際供給量代表流動性;由于通貨膨脹發生的周期很短，其他指標難以獲得月度數據，因此本文采用的是年度價格總水平進行研究;本文風險評價模型的建立略顯簡化，由此，建立更加富有預測性的滯脹風險評價模型可能是未來通貨膨脹研究領域里一個很值得關注的問題和研究的方向。

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