基于TVP-VAR模型的我國通貨膨脹成因研究

劉金全，李 書

(吉林大學 數量經濟研究中心，吉林 長春 130012)

一、引 言

21世紀以來，在經濟全球化洪流的沖擊之下，中國經濟也進入了大調整和大發(fā)展時期，而物價穩(wěn)定是我國經濟發(fā)展的先導條件。這一期間我國居民消費價格指數(CPI)總體上相對平穩(wěn)，但也出現了多次價格調整周期，尤其是在金融危機前伴隨著進出口貿易的大幅擴張以及危機后四萬億刺激政策的實施，都帶來了通脹率的明顯上升。就2016年上半年而言，CPI溫和上漲，整體漲幅2.1%，最低點為1月份的1.8%，最高點為2.3%。盡管當前我國經濟面總體運行良好，但面對世界經濟依舊疲軟的態(tài)勢，以及我國“去產能、去庫存、去杠桿、降成本、補短板”的改革進程仍處于前中期階段，產業(yè)結構轉型、經濟增速放緩、市場需求收縮等諸多問題仍在，通脹風險未來仍可能對我國經濟造成威脅。為了實現物價穩(wěn)定，首先應探索我國通貨膨脹的關鍵成因及傳遞機制。隨著全球經濟的發(fā)展變化和我國自身政策背景與市場環(huán)境的不斷變遷，通貨膨脹的形成過程和作用機制也并非一成不變。因此，本文在梳理現有研究理論的基礎上，選取有代表性的指標變量，引入時變向量自回歸模型，對我國通貨膨脹成因進行更為精準地計量分析，找出主導因素并識別其時變特征，以有的放矢地提出防范措施和治理建議。

二、文獻綜述

回顧以往國內外的研究成果，主要從以下幾個角度對通貨膨脹的成因進行分析：需求拉動理論、成本推動理論和輸入理論。

需求拉動理論主要是指當來自消費或投資等的社會總需求過度增長，超過了總供給能力時所引發(fā)的通脹現象。針對總需求過度增長的解釋有兩種，一方面是凱恩斯主義所強調的實際需求因素的影響，另一方面是貨幣主義提出的貨幣因素的影響。凱恩斯主義認為充分就業(yè)代表社會資源已最大程度上得到利用，若此時，總需求依然在增加，那么就會出現實際需求超過充分就業(yè)需求的情況，并產生一個差額，可以用“通脹性缺口”來描述，于是這種短缺會帶來物價的上漲。這一觀點表明通脹與失業(yè)不會共存，只有在充分就業(yè)的前提下才可能發(fā)生通貨膨脹。貨幣主義學派指出，實際需求對通脹的影響并不是持久的，貨幣供給量的增加才是引發(fā)通脹的根本原因。Friedman(1963)的通貨膨脹理論是“通貨膨脹隨時隨地都是一種貨幣現象”，“如果貨幣量的增加不快于產量的增加，那就不可能發(fā)生通貨膨脹”[1]542-546。凱恩斯主義與貨幣主義的關鍵差別在于看待貨幣是否中性。凱恩斯主義認為貨幣對通貨膨脹的作用方式是先影響總需求，而后需求的變化帶來通脹；而貨幣主義認為，長期來看，貨幣是中性的，僅會改變商品的名義價格，但對實際產出并無影響。兩派的研究歷經數十年仍在繼續(xù)探索和論證之中。

Gillman等人(2004)選取1961—1997年OECD和APEC成員國的面板數據進行研究，結果發(fā)現通貨膨脹與經濟增長之間存在一定的負相關性，經濟增長速度快的國家，其通貨膨脹率不一定較高[2]149-167。劉金全、崔暢(2004)對實際產出的增長率和通貨膨脹率的波動性進行實證分析，證實了通脹率的水平值及波動性對經濟增長的波動性有顯著的Granger影響，積極的財政政策有利于支持經濟的快速增長[3]57-61。黃智淋等(2014)以1979—2011年我國31個省市的經濟數據為樣本，構建面板數據平滑轉換回歸模型，研究發(fā)現通貨膨脹與經濟增長之間存在非線性通貨膨脹率門限效應，在通脹率低于門限值時兩者存在正相關關系，反之，通貨膨脹將不利于經濟發(fā)展[4]112-122。Bernanke(2001)運用向量自回歸模型考察了美國通貨膨脹與貨幣供給的關系，認為貨幣供給量的沖擊會先作用于實際產出，而對物價水平的拉動有一段滯后期，長期來看，貨幣供給的增加對通貨膨脹有顯著且持續(xù)的影響[5]。Weber(1995)分析了110個經濟體通貨膨脹率、貨幣供給增長率及經濟增長率的均值數據，證實了長期內貨幣供給會對通貨膨脹有顯著的正向促進作用[6]2-11。Bergeer(2011)使用Bayesian VAR模型對歐盟國家的通貨膨脹與貨幣供給進行Granger檢驗，確認兩者存在因果關系[7]531-550。Osorio & Unsal(2011)采用GVAR模型對亞洲國家的通貨膨脹特征進行了動態(tài)分析，包括其受到區(qū)域性及全球性溢出效應的影響。實證結果表明在過去的20年中，亞洲地區(qū)通貨膨脹的主要驅動因素是貨幣和供給沖擊，而近些年來，這兩者的影響有所減弱，需求端的壓力逐漸呈現出更主要的作用[8]26-40。

成本推動理論出現于20世紀70年代，也稱供給理論，該理論認為當市場中商品與勞務的需求不變時，若供給側的成本上升，則會造成物價上漲引發(fā)通貨膨脹。其中，成本的增加會來自于三個方面：第一，不完全競爭市場上工資存在向上的剛性，當其上漲速度超過工人勞動生產率的增速，則生產成本明顯提高，廠商為轉嫁成本而提升價格會引發(fā)物價的普遍上漲，繼而工人再次要求增加工資，這就形成了工資—物價的螺旋式上升；第二，不完全競爭市場上，壟斷企業(yè)為了追逐超額利潤而制定更高的壟斷價格，導致物價水平的上升；第三，產業(yè)鏈上游原材料的價格上漲引起下游成品的價格上漲。

Gordon&Hall(1985)通過構建成本推動型通貨膨脹方程對美國通脹特征進行分析，發(fā)現1981—1984年間工資水平對物價影響較小[9]263-302，而1990年后，隨著向量自回歸模型等計量方法被廣泛使用，工資與通貨膨脹之間的相關性逐漸被識別出來。王金明(2012)利用NEER合成指數方法及菲利普斯曲線研究發(fā)現，貨幣供給及成本因素對物價水平有較為顯著的推動作用，同時，在貨幣政策收緊的背景下，工資成本的增加對通脹的加劇有決定性影響[10]44-50。

隨著全球經濟開放的不斷加深，越來越多的研究開始關注輸入型通貨膨脹。一般而言，其傳導途徑主要通過國際貿易、貨幣供給、成本傳遞三種方式。而一國輸入型通脹的程度與其外貿依存度、國際市場價格水平、國內政策有效性等因素密切相關。

Goldfajn&Werlang(2000)基于71個國家的宏觀經濟數據，計算證實匯率的變動對一國通貨膨脹的傳遞效應與其初期通脹情況、實際匯率以及對外開放度和自身經濟周期有一定的相關性[11]561-582。Sasaki&Sato(2005)對東亞地區(qū)國家匯率變動與通貨膨脹的傳導效應進行了計量分析，結果顯示匯率與危機國家的進口價格指數關聯性很強，而與CPI存在非線性且不很顯著的傳導效果[12]。張記偉和許少強(2009)提出在我國匯率市場化程度較低的背景下，外匯市場調節(jié)機制主要通過外匯儲備的調控來實現，因而容易形成通貨膨脹壓力[13]64-72。

三、TVP-VAR模型介紹

自VAR模型被提出以來，在宏觀經濟的計量分析中得到了廣泛的應用，但鑒于常系數的模型設定，使其在解釋發(fā)生結構突變時變量間的非線性關系存在困難和局限性。Primiceri(2005)首次在VAR模型中引入時變參數，運用美國的經濟數據探討了其經濟系統(tǒng)中各宏觀變量作用關系的時變特征，證明了參數及擾動項方差時變假設的合理性以及TVP-VAR模型在捕捉不同時點政策傳導機制變化的優(yōu)越性[14]821-852。Nakajima(2011)先后構建三變量及四變量的TVP-VAR模型對日本經濟結構進行研究，進一步驗證了其擬合結果要優(yōu)于傳統(tǒng)的VAR模型，時變參數的引入有助于提高模型估計的準確度，也可更好地刻畫不同時點產出與貨幣政策間的作用機制[15]107-142。

中國自改革開放以來，國家的經濟規(guī)模、經濟面貌都發(fā)生了很大的變化，相應地經濟增長及發(fā)展方式也在深刻變革中不斷地調整和轉變。在2001—2016年這段樣本期間，我國的CPI也呈現出起伏振蕩的波動態(tài)勢，而每一輪發(fā)展周期都是在不同的市場環(huán)境和政策背景下應運而生，因而本文將運用TVP-VAR模型對我國通貨膨脹的成因進行分解，通過時變參數矩陣及協(xié)方差矩陣獲取不同樣本時期經濟系統(tǒng)中的結構性變化，捕捉變量間作用機制和傳遞效應的動態(tài)特征，以更為客觀及準確地分析不同時期下的影響因素和結構特征，使得研究結論更貼近現實。

下面對TVP-VAR模型進行具體介紹。首先，一個典型的VAR模型可表示為：

Ayt=F1yt-1+F2yt-2+…+
Fsyt-s+μt，t=s+1，…，n.

(1)

這里，yt為k×1維可觀測向量，A，F1，F2，…，Fs為k×k維的系數矩陣，擾動項μt為k×1維結構性沖擊，且設定μt～N(0，ΣΣ′)，A和Σ分別為如下k×k的下三角矩陣和對角矩陣：

若設定Bi=A-1F，i=1，…，s，則上式(1)可整理為：

yt=B1yt-1+B2yt-2+…+
BSyt-s+A-1Σεt，εt～N(0，Ik).

(2)

yt=Xtβ+A-1Σεt.

(3)

上式為一個經典的SVAR模型，各系數均為非時變的，下面對其進行動態(tài)推廣，擴展為TVP-VAR模型：

(4)

βt+1=βt+μβt，αt+1=αt+μαt，

ht+1=ht+μht，t=s+1，…，n.

其中βs+1～N(μβ0，Σβ0)，αs+1～N(μα0，Σα0)，hs+1～N(μh0，Σh0)。

四、實證研究及結果

(一)數據選取及處理

在實際經濟活動中，許多宏、微觀因素都會不同程度地對通貨膨脹產生影響，本文將主要從需求拉動、成本推動及國際傳導三個層面來對我國通貨膨脹進行動態(tài)分析。選取的樣本期間為2001年1月至2016年3月。選取的研究變量包括：(1)需求變量。從經濟增長和貨幣供給量的增加來考量通貨膨脹的需求因素，選取了規(guī)模以上工業(yè)增加值(Y)和貨幣供給量(M2)作為指標變量。(2)成本變量。食品作為我國CPI8項分類中權重最大的一項，選取其價格指數(FOOD)作為成本變量，也可稱為供給變量。(3)國際傳導變量。考慮到大部分的大宗商品是以美元進行定價的，因而匯率的波動會一定程度上影響國內物價水平，選取以人民幣實際有效匯率(REER)作為國際傳導變量。而通貨膨脹的指標變量選擇方面，由于在現有的研究中，居民消費者價格指數(CPI)、工業(yè)生產者價格指數(PPI)以及GDP平減指數均可用以衡量通貨膨脹的指標變量，但其中GDP平減指數欠缺官方統(tǒng)計口徑且計算較為復雜，因而在實證研究中使用較少。而與PPI相比，CPI可以更好地反應居民的生活成本，而經濟政策的最終目標亦是實現個人福利的最大化，同時包括中國在內所有設定通脹目標的國家，均將CPI作為監(jiān)測指標，因而本文以CPI數據代表通貨膨脹水平。以上數據來源為萬德數據庫，均為月度數據，其中CPI、Y、M2、FOOD采用了其同比增速值，對人民幣有效匯率進行對數差分，記作DLnREER。以上述指標建立五元TVP-VAR模型，為保證實證結果的真實有效性，首先進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果如表1，由結果可知各變量在5%的置信水平下不存在單位根，序列平穩(wěn)。

表1 ADF檢驗

(二)模型設定

本文采用MCMC算法進行估計，迭代次數設定為10 000次，并首先進行1 000次預燒，所有計算均通過Matlab完成。根據所得估計結果，其Geweke收斂診斷值 (Convergence Diagnostics統(tǒng)計量)、無效因子 (Inefficiency Factors)以及參數的后驗均值在5%的顯著性水平下不能拒絕原假設。因而表明MCMC抽樣收斂，模型估計是有效且穩(wěn)健的。

(三)時變脈沖響應分析

通過構建TVP-VAR模型，我們可獲得等間隔脈沖響應函數及時點脈沖響應函數，以探求各因素對通貨膨脹的動態(tài)作用機制。

首先根據等間隔脈沖響應函數，可知Y、M2、DLnREER和FOOD 每發(fā)生1單位的沖擊時對CPI在固定的時間間隔后所產生的影響。在圖1—4中分別用短虛線、長虛線以及實線表示通貨膨脹受到各變量沖擊后在4個月、8個月和12個月后的動態(tài)變化特征。依據脈沖結果可以看到不同滯后期數脈沖曲線的走勢均基本一致，這也再次證實了估計結果是穩(wěn)健有效的。

圖1 經濟增長沖擊的等間隔脈沖響應

圖2 貨幣供給沖擊的等間隔脈沖響應

圖3 食品價格沖擊的等間隔脈沖響應

圖4 匯率沖擊的等間隔脈沖響應

圖1給出了經濟增長沖擊影響通貨膨脹的等間隔脈沖響應圖，圖中可見，當經濟增長發(fā)生1單位的正向沖擊時，脈沖曲線基本為正，表明經濟增長對通貨膨脹會產生積極促進作用，并且呈現出周期式的波動態(tài)勢。滯后4期的脈沖曲線始終位于最上方，說明在各期沖擊帶來的較短期效果更為強烈。依據新凱恩斯主義，經濟發(fā)生通貨膨脹源于高需求和低失業(yè)，即菲爾普斯曲線型通貨膨脹。在經濟快速增長期，城鄉(xiāng)就業(yè)水平顯著提升，中低收入家庭的生活條件得到改善，而這部分群體有較高的邊際消費傾向及恩格爾系數，導致食品等普通消費品的價格有一定的上漲，進而拉動了物價水平。從圖1可以看到，滯后4期脈沖曲線在2004年第二季度 (第40期) 附近達到極值，而我國工業(yè)增加值自2004年2月起相當長一段時間處于17%左右的快速增長期，經濟的持續(xù)迅猛發(fā)展也對CPI產生了很強的刺激和帶動，工業(yè)增加值1單位的沖擊使得CPI在4期后約產生0.08單位的正向響應。在2013年3季度 (第150期) 到2015年初 (第170期) 這段時間，脈沖曲線趨勢較為平穩(wěn)，此時也正是我國經濟轉型發(fā)展的平穩(wěn)期和增速調整的陣痛期，新常態(tài)下穩(wěn)重有進，穩(wěn)中提質，與此同時經濟增長對通貨膨脹較短期內的影響維持在0.05這一水平，隨著滯后期數的增加，沖擊作用不斷減弱，1年期后影響基本消失。再由圖2能夠觀測到，當貨幣政策發(fā)生變化時，通貨膨脹同樣表現出較為迅速且顯著的正向脈沖響應，這一點從貨幣供給理論的角度也可以很好地得到解釋，當貨幣的供給量的增加超出社會實際總產量的增加必然會帶來通脹。脈沖曲線不規(guī)則的波動也表明不同時期貨幣政策的調整對通貨膨脹的作用效果存在一定差異。在2008年金融危機時期(第80期附近)，由于受到美國次貸危機的影響，國內市場需求疲軟，物價普跌引發(fā)通縮風險，央行通過采取“積極的財政政策”和“適度寬松的貨幣政策”為市場注入流動性，如圖所示，這一期間滯后各期的脈沖曲線均處于較高水平，體現了貨幣政策調控的有效性及前瞻性。圖3描繪了食品價格指數沖擊的等間隔脈沖響應，由圖可知食品價格變化對通貨膨脹的短期影響并不明確，且作用的程度較為微弱，脈沖曲線在0.02的水平內小幅震蕩，而一年期脈沖曲線基本與0線持平。在圖4中匯率波動對通貨膨脹的沖擊亦存在一定的不確定性，滯后4期的脈沖曲線穿越0線上下震蕩，說明在不同時期其作用機制發(fā)生了變化，而隨著滯后期的增加其沖擊效果基本是趨于0的。

從以上等間隔的脈沖響應圖來看，對通貨膨脹影響最為顯著的是經濟增長，其次為貨幣供給量的增加，并且兩者對通貨膨脹的影響均是正向推動的，短期內的作用效果尤為顯著。相對而言，食品價格以及匯率的波動對通貨膨脹的影響表現得較為微弱，匯率變動在短期內對通貨膨脹的沖擊效果在不同時期差異較大。

為了進一步研究在宏觀政策環(huán)境和市場環(huán)境發(fā)生重大變化時，各影響因子對我國通貨膨脹的沖擊效果，本文選取了后危機時代如下時點加以比較分析。首先選取了2008年2月作為第一時點，此階段我國南方連續(xù)發(fā)生重大雪災，導致食品價格快速上漲，由此拉動CPI同比上漲7.6個百分點，食品價格指數對CPI上漲的貢獻度達到87.7%；其次選取了2009年8月作為第二時點，根據渣打銀行2012年報告，金融危機爆發(fā)后全球新增的M2中，人民幣貢獻了48%，2009年第三季度到第四季度M2同比增速維持在28%—30%的水平，這一時期成為我國貨幣發(fā)行量增速最快的歷史階段；最后針對2015年8月11日中國人民銀行決定完善人民幣兌美元匯率中間價報價機制這一時點進行觀測，考察匯率制度發(fā)生變革時其對我國通脹水平影響的動態(tài)變化。圖5—8中分別用短虛線、長虛線和實線表示2008年2月，2009年8月，2015年8月三個時點下通貨膨脹對各項沖擊的脈沖響應曲線。

圖5 經濟增長沖擊的時點脈沖響應圖

圖6 貨幣供給量沖擊的時點脈沖響應圖

圖7 食品價格沖擊的時點脈沖響應圖

圖8 匯率沖擊的時點脈沖響應圖

圖5中給出了通貨膨脹對經濟增長沖擊的時點脈沖響應。如圖所示，三條曲線走勢基本趨同，可見當我國貨幣政策、匯率政策等外部環(huán)境發(fā)生變化時，經濟增長對于通貨膨脹的沖擊作用基本不會受到影響，并且均在沖擊發(fā)生的兩期后響應效果達到峰值，而后逐漸衰減。

圖6中描繪了在不同背景下貨幣供給沖擊對通貨膨脹的作用效果。當食品價格及匯率水平出現轉變時，這種作用效果并沒有發(fā)生改變，均表現出迅速而顯著的拉動作用，并有相對較長的持續(xù)期；但在貨幣政策發(fā)生調整的初期，貨幣供給量1單位的沖擊，在短期內對通貨膨脹產生了一定程度的抑制效果，在2期后轉變?yōu)檎虼龠M，并基本維持在0.02的水平。近年來部分研究發(fā)現，由于受到基礎貨幣難以控制、貨幣流通速度不斷下降、貨幣傳導機制不完善等因素的影響，貨幣供應量作為中介目標的有效性正在不斷降低。貨幣供應量的增加通常情況下對通貨膨脹具有較為強勁的推動作用，但在政策實施的初期可能由于在可控性、可測性等方面與預期效果有所偏離，導致其調控機制存在不穩(wěn)定性。

從前面的等間隔脈沖響應圖中可知食品價格的沖擊對于CPI的影響在長期來看并不顯著，這主要是由于食品價格受供求關系影響較大，而其供給與不同時期農產品的收成情況密切相關。但在圖7中，根據短虛線可知當由于自然災害導致農產品供不應求，食品價格急速上升時，CPI在其沖擊下的正向脈沖響應是十分敏感且明確的，這也從實證的角度進一步證實了當期食品價格指數對CPI的突出貢獻。

最后，圖8顯示了不同時點下匯率沖擊對我國通貨膨脹的影響。由三條脈沖曲線基本相似的波動態(tài)勢可知，即便在匯率政策變動的時期，匯率→通貨膨脹的傳遞機制也并沒有根本性地改變。當人民幣實際有效匯率出現1單位的正向沖擊時，其對CPI的作用表現出一定的周期性特征。從匯率波動引發(fā)輸入型通脹的角度考慮，當人民幣匯率上升時，則以本幣表示的中間商品價格下降，進而引起生產者價格下降，出現抑制通貨膨脹的效果，而這樣的一個傳導渠道要經過產業(yè)鏈上中間品和工業(yè)品兩個環(huán)節(jié)，使得人民幣的升值不會立竿見影地對通脹產生作用，而是存在一定的“時滯性”。

五、結論及建議

本文運用時變參數向量自回歸模型對我國通貨膨脹的成因進行了考察，獲得以下結論：

第一，“需求拉動因素”對我國通貨膨脹沖擊最為顯著，其次是“國際傳導因素”，而“成本推動因素”的影響則最為微弱。此外，在我國不同的經濟發(fā)展階段和政策背景下，各影響因素對CPI的作用機制呈現出較為鮮明的時變特征。

第二，經濟增長對通貨膨脹有顯著的正向推動作用，且較短期的作用效果更為顯著，同樣是面對1單位工業(yè)增加值的沖擊，CPI在我國經濟加速增長時期所表現的脈沖響應相較于經濟轉型期的穩(wěn)步發(fā)展階段顯得更為強烈，也就是說經濟增速越快越容易帶動和刺激通貨膨脹的加劇。貨幣供給量的增加同樣會對通貨膨脹有促進作用，但面對貨幣政策的調整，CPI在不同時期的脈沖響應效果差異明顯，等間隔脈沖曲線呈不規(guī)則波動態(tài)勢，時點脈沖曲線在政策變化初期在0線附近發(fā)生震蕩。這主要是由于中國經濟結構內在的不穩(wěn)定性或體制不完善等因素使得政策實施過程中傳導渠道受阻，削弱了政策的可控性和有效性，使其與預期效果出現一定的偏差。

第三，匯率波動對通貨膨脹的影響具有不確定性，在不同時點其較短期內的沖擊效果及機制差異較大，而隨著滯后期的增加，整體來看其沖擊效果基本為0。從匯率波動引發(fā)輸入型通脹的角度考慮，人民幣升值會一定程度上抑制通脹，但由于傳導過程的鏈條較長，因此這種影響存在滯后性。

第四，在整個樣本期間內，食品價格指數變化對通貨膨脹的影響非常有限，但在我國發(fā)生自然災害的特殊時期，農產品供給不足帶來食品價格的快速上漲，在短期內對物價水平的拉動作用是十分明確和強勁的。

基于以上研究結論，針對我國通貨膨脹的防范和治理提出如下建議：首先，經濟增長方面，應注重發(fā)展的平衡性、包容性，著力實現有質量、有效益、可持續(xù)的協(xié)調發(fā)展。以長期戰(zhàn)略思維代替短視思維，不能以擴張性的財政投入等手段換取經濟一時的快速增長，因為它破壞了社會和諧、民生發(fā)展的穩(wěn)態(tài)。應堅持增強經濟增長的長期動力，權衡經濟增長與通貨膨脹之間的福利水平，以維持物價穩(wěn)定。應增進人民福祉作為發(fā)展的初衷和重要目標。其次，貨幣政策方面，需不斷提升貨幣政策的穩(wěn)健性與前瞻性。人民銀行應合理控制貨幣的發(fā)行量及發(fā)行速度，科學引導消費需求，使發(fā)行中的貨幣與實際經濟運行需求相匹配；同時應進一步完善貨幣政策傳導機制，持續(xù)深化利率市場化改革，強化貨幣政策在面臨金融風險及外部沖擊時的識別及反應能力，警惕美國等經濟體量化寬松政策對我國的溢出效應，在調控實踐中應靈活運用多種政策工具，提升其可控性及可測性，使得中介變量能夠更大程度接近實際目標，實現政策預期。最后，國際傳導方面，密切關注國際大宗商品市場的價格波動，爭取更多地獲取大宗商品定價權，實現人民幣由結算貨幣向計價貨幣的轉換，并適時繼續(xù)擴大銀行間市場人民幣匯率單日浮動區(qū)間，形成更富彈性的定價機制，減少匯率變動對國內物價水平的沖擊，保障經濟的有序平穩(wěn)發(fā)展。

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