基于財政支出和輸入型因素的我國通貨膨脹產生機制實證研究

李 冬，張文龍，任玉偉

（1.鄭州大學 商學院，鄭州450001；2.南開大學 經濟學院，天津300071）

0 引言

通貨膨脹是經濟領域所關注的一個重點問題，關于通貨膨脹成因的研究，可謂是眾說紛紜。P.A.Samuelson的觀點是需求拉動的通貨膨脹根本原因在于在充分就業的條件下，過多的貨幣追逐有限的商品［1］。W.Baumo根據勞動生產率變化情況將經濟分為勞動生產率基本保持不變的“靜態部門”和不斷提高的“動態部門”，指出在長遠的角度上，社會通貨膨脹的強度是由“靜態部門”的產出價格上漲率決定的。在實證分析方面，Fischer利用1973年后101個國家的油價波動數據分析通貨膨脹對于經濟增長的作用機制，認為在低通貨膨脹率下穩定的宏觀經濟環境有助于經濟的增長［2］。

國內學者對于通貨膨脹的研究也涌現出了許多豐富的理論，產生了不少經典的學術觀點。鄧婷在分別對國際貿易傳導途徑和資本流入傳導途徑進行實證分析的基礎上，認為輸入型因素對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月的月度數據在對貨幣供求和通貨膨脹理論進行實證檢驗的基礎上，認為我國物價變動的大部分因素可以通過貨幣供應量的變動來進行解釋［4］。趙廣永利用結構向量自回歸模型分析后，認為對外直接投資（FDI）、貨幣供應量、固定資產投資和平均勞動報酬率是導致我國通貨膨脹發生的原因，FDI會通過對貨幣供應量、固定資產投資和平均勞動報酬作用于物價水平，使物價水平上漲，進而引發通貨膨脹［5］。李楠通過使用1983年到2010年的數據對我國通貨膨脹的路徑進行了變異性檢驗，指出目前我國正處在高通脹區制，應采取適當從緊的貨幣政策［6］。

以上種種理論，有的側重于對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系和作用機制，比如說通脹的預期、通脹和經濟增長的關系等，有的理論著重闡述了規范性原理，有的則利用實證分析手段或對數據加以處理、或對原有理論加以驗證、或闡述自己獨到見解。由此可見，對于通貨膨脹研究的紛繁復雜令人在遇到通貨膨脹問題時難免不知用哪種理論和方法加以解釋和處理，故每每出現一場新的通貨膨脹總是會引來對于產生原因的不同看法，甚至有相反的政策建議。

本文從近些年來我國發生的物價水平普遍上漲的現象出發，收集分析數據，利用VAR和VEC模型，采取實證分析的方法，對財政支出和輸入型因素的關系進行分析研究，厘清在我國這次通貨膨脹中財政支出和輸入型因素各自扮演的角色，分別產生了什么樣的作用，并相應的提出政策建議，以作參考之用。

1 模型構建和實證分析

1.1 變量選取和數據處理

本文分別選取消費者價格指數（CPI）、財政支出額（FE）和西德克薩斯中質原油現貨價格（WTI）作為衡量通貨膨脹水平、財政支出水平和國際物價水平的指標。對上述指標均選取月度數據，時間窗口為2006年1月至2009年12月，共48期數據。所有數據分別來自國家統計局網站、RESSET金融研究數據庫和美國能源部信息處網站（http：／／www.eia.gov）。在數據的處理過程中發現FE呈現出明顯的季節性周期波動的特點，如圖1a所示。利用Eviews剔除季節性因素的影響，剔除后的序列時序圖見圖1b，和原時間序列相比呈現出更加明顯的非線性趨勢。為了進一步消除異方差的不良影響和數據的劇烈波動，對所有序列取自然對數，分別記為lnCPI，lnFE和lnWTI。

1.2 平穩性檢驗

由于非平穩的時間序列存在的“偽回歸”問題，在利用時間序列進行計量分析前，必須要進行變量的平穩性檢驗，這里我們利用 ADF（Augmented Dickey－Fuller）單位根檢驗法。利用Mackinnon臨界值，在殘差項不相關的前提下，選擇使得AIC和SC準則最小的滯后階數，以便充分利用所給數據提供的信息。檢驗結果如表1所示。

表1 各個序列單位根檢驗結果

對于lnCPI，lnFE和lnWTI，其ADF檢驗值在5%的顯著性水平下均大于臨界值，不能拒絕原假設，即lnCPI，lnFE和lnWTI均存在單位根，是不平穩的時間序列。然后對三個時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，即原序列lnCPI，lnFE和lnWTI的一階差分形式dlnCPI，dlnFE和dlnWTI是平穩的時間序列，不存在單位根。lnCPI、lnFE和lnWTI均為一階單整，服從I（1）。

1.3 協整檢驗

確定適當的滯后期對于VAR模型而言尤為重要。如果選擇的太少，不僅誤差項會出現嚴重的自相關，同時也不利于反映模型所具有整體動態過程。相反如果選擇太多則會對自由度產生不利影響。本文由于需要對lnCPI和lnFE，lnCPI和lnWTI分別建立兩個兩變量的VAR模型，所以需要分別對兩個VAR模型的滯后期進行確定，確定的一般性準則是AIC和SC。首先對于lnCPI和lnFE之間的VAR模型而言，AIC在4階滯后時達到最小，為－9.218 792，而SC在2階滯后時達到最小，為－8.751 701，這時因為AIC和SC準則最小值出現的滯后期不一致，難以對滯后期做出直接的判斷，需要利用最大似然比檢驗（LR）進行取舍。構造統計量LR＝－2×（220.432 3－222.984 3）＝5.104，由于LR統計量服從χ2（h）分布，其中h為約束條件的個數，這里為8。查得χ2（8）＝15.51，不能拒絕原假設，得出模型的最大滯后期是2。同樣對于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，模型的最大滯后期為3。從以上分析可知，三個對數化的序列均為I（1），符合進行協整分析的前提條件，接下來我們采用Johansen協整檢驗方法，來確定協整關系。檢驗結果見表2和表3。

表2 lnCPI和lnFE的協整檢驗

表3 lnCPI和lnWTI的協整檢驗

從以上Johansen檢驗的結果可以看出，在lnCPI和lnFE之間不存在協整關系。而在lnCPI和lnWTI之間，在原假設為無時，似然比統計量大于5%水平下的臨界值，因而只有第一個假設被拒絕，在lnCPI和lnWTI之間存在著一個協整關系。

1.4 VAR模型建立

對于不存在協整關系的lnCPI和lnFE，通過以上分析可知，其一階差分形式dlnCPI和dlnFE均為平穩性序列，可對它們建立雙變量的VAR模型。對于存在協整關系的lnCPI和lnWTI，直接構造雙變量的VAR模型。經過Eviews處理，我們得到如下的長期均衡關系表達式：

對兩個建立的VAR模型進行穩定性檢驗，以保證模型的可靠性。這里我們利用AR根表和AR根圖進行分析，VAR模型穩定的重要條件就是AR特征多項式的所有單位根的絕對值都小于1，即在AR根圖上表現出來就是所有的特征根均在單位圓之內。兩個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模型通過了穩定性檢驗。

由以上分析可得，在我國近些年來的通貨膨脹形成過程中，財政支出和通貨膨脹之間并不存在著直接的長期均衡關系，所以兩者之間的關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定的長期均衡關系，并且輸入型因素（本文以石油價格為例）對通貨膨脹產生的作用較為復雜，不同期限的石油價格對通貨膨脹產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lnCPI和lnWTI建立雙變量的VEC模型，在考察長期均衡的基礎上，再掌握短期波動產生的非均衡的影響，重點分析國際油價的一個短期因素對我國通貨膨脹所產生的影響，我們列出VEC模型中的一個式子如下。

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

1.6 脈沖響應函數

脈沖響應函數（IRF：Impulse Response Function）被用來衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對變量當前和未來取值的影響。圖4顯示的是對dlnFE和lnWTI施加一個正單位大小的沖擊，通貨膨脹衡量指標CPI所呈現的響應路徑。

通貨膨脹（CPI）對來自財政支出（FE）的一個標準差新息在第一期并沒有什么反應，基本上是在0的水平上，第2期呈現出負響應（－0.000 97），并達到谷底，然后迅速上升，在第4期時達到最高水平的正響應（0.000 36），是整個區間內為時不多的正響應。隨后又立即下轉，在第5期再一次跌入谷底，呈現出負響應（0.000 61）。但這次的谷底遠沒有在第2期時表現出的那樣劇烈，是一個次谷底。隨后又立即上升，勉強達到正響應之后就又立即下跌。整個響應持續了14期左右，在15期才歸于0。這表明財政支出雖然和通貨膨脹之間沒有直接的長期均衡關系，但是財政支出通過作用別的一些介質也可以對通貨膨脹產生劇烈的影響，并且持續性較強。

通貨膨脹（CPI）對來自國際油價的響應路徑更是呈現出超強的持續性特征，并且震蕩幅度相比財政支出而言表現得更加劇烈。國際油價的一個正沖擊使得CPI在第1期時并沒有馬上呈現出相應的動作表現，之后就立馬顯現出來，并在第5期達到波峰，呈現出正響應（0.001 2），之后劇烈下挫，在第12期達到整個區間的最低值，產生較強的負作用（－0.002 3）。之后轉向上升，于第20期達到一個次波峰正響應，隨后在第25期達到一個次波谷負響應。隨后的時間內，雖然震蕩還在繼續，但是幅度相比剛開始的時候已經減少了不少，逐漸趨于平和，但持續了較長的一個時間段，直到大約50期左右才逐漸地趨于穩定。這說明對于我國的通貨膨脹而言，國際油價的影響要比財政支出的影響來得更為深刻，持續時間也更長。

2 政策建議

本文通過選取2006年至2009年的消費者價格指數（CPI）、財政支出額（FE）和西德克薩斯中質原油現貨價格（WTI）月度數據，在VAR模型和VEC模型框架下進行了分析，取得了一些研究成果，給出以下政策建議。

加強對于財政支出的合理控制。研究結果表明，我國本次的通貨膨脹和財政支出并不存在真正意義上的直接聯系，但是財政支出仍然會對通貨膨脹率的高低產生影響。這說明我國的財政與央行實行分開管理，財政政策和貨幣政策各自相對獨立，沒有發生政府財政緊張時直接向央行借款這種濫發貨幣的現象。但是并不能因為這個理由就忽視財政支出在通貨膨脹形成過程中所發揮的作用。財政支出會使得在短期內社會總需求極度膨脹，引發需求過旺，導致需求拉上型的通貨膨脹。所以我們必須對財政支出的具體領域進行合理規劃，調整財政支出結構，讓財政支出真正地起到“穩經濟保民生”的作用，而不要與民眾的消費需求過分重合，引發需求膨脹進而導致物價上漲。

許多輸入型因素之所以可以迅速影響到我國的物價水平，這跟我國自身的經濟結構不無關系。打鐵還需自身硬，我們必須從自身內部找原因，不斷完善自身，才能消化和吸收國際能源價格上漲所帶來的不利因素。首先，加強產業結構調整。我國產業結構長期存在著不合理現象，經濟增長粗放，嚴重依賴原材料的大量投入。一旦國際上原材料價格出現重大變動，便會導致我國上游產業的成本增加，推動價格水平上漲。其次，要制定合理的中長期能源戰略規劃。中國現在作為世界第二大經濟體，隨著經濟的進一步發展，對能源的需求勢必會進一步加大。加強新能源的替代應用，建立多元的能源供給渠道是當務之急。同時我們還要不斷加強和鞏固農業的基礎地位。隨著工業化和城鎮化的進一步發展，越來越多的耕地受到威脅，農業的基礎地位變得岌岌可危。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，國際糧價的上漲會對我國造成不小沖擊。努力推行農業現代化，提高農業生產率，增加農民收入，保證農業可持續發展，才能減輕輸入型因素通過國際糧價對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理與實證分析［D］.長沙：湖南大學，2006.

［4］高宇，宋巧，曾偉晟.我國貨幣供應量與通貨膨脹的實證檢驗［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證分析［D］.南京：南京理工大學，2010.

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