湯曉燕

（重慶工程職業(yè)技術(shù)學(xué)院 財(cái)經(jīng)與貿(mào)易學(xué)院，重慶 400055）

0 引言

從2010年下半年開始，通貨膨脹成為人們?nèi)找骊P(guān)注的焦點(diǎn)。2010年7月居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）同比增長(zhǎng)3.3%，超過3%的爬行通貨膨脹的指標(biāo)。2010年11月CPI同比增長(zhǎng)5.1%。2011年通貨膨脹率居高不下，3月造成了達(dá)到了5.4%。為了抑制通貨膨脹，從2010年10月到2011年6月，中國(guó)人民銀行連續(xù)8次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率，連續(xù)4次上調(diào)人民幣存款利率。學(xué)者普遍認(rèn)為，正是我國(guó)在應(yīng)對(duì)金融危機(jī)期間實(shí)行的積極的財(cái)政政策和適度寬松的貨幣政策造成了投資過熱和流動(dòng)性過剩，進(jìn)而導(dǎo)致了現(xiàn)在的通貨膨脹。貨幣政策和財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹是否有影響，如果是，各自會(huì)有多大影響，從政策實(shí)施到效果顯現(xiàn)的時(shí)滯是多少？針對(duì)以上問題，本文將基于狹義貨幣供給M1和財(cái)政支出對(duì)通貨膨脹的影響進(jìn)行實(shí)證分析，并根據(jù)結(jié)論進(jìn)一步提出應(yīng)對(duì)當(dāng)前通貨膨脹的政策建議。

1 基于IS-LM、AS-AD模型的理論分析

根據(jù)凱恩斯學(xué)派模型IS-LM模型和AS-AD模型，分析貨幣、財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹的影響，模型如下：

其中各變量的意義如下：Y為總收入即GDP水平，C為消費(fèi)，I為投資，G為政府購(gòu)買支出，T為稅收減去轉(zhuǎn)移支付，M 為名義貨幣供給，i為名義利率，Yn為自然產(chǎn)出，P為價(jià)格指數(shù)，Pe為預(yù)期價(jià)格，α為實(shí)際產(chǎn)量水平對(duì)自然產(chǎn)量的偏離對(duì)意外價(jià)格變動(dòng)的敏感程度。假設(shè)認(rèn)為預(yù)期價(jià)格水平等于上一期價(jià)格水平，即Pe=Pt-1；經(jīng)濟(jì)最初處于均衡狀態(tài)，即產(chǎn)出處于自然水平狀態(tài)。

1.1 貨幣政策對(duì)通貨膨脹的影響

以擴(kuò)張性貨幣政策為例，擴(kuò)張性貨幣政策的短期影響：貨幣供給增加，在AS-AD模型中，實(shí)際貨幣供給增加，總需求曲線AD向右移至AD1，在價(jià)格水平不變的情況下，經(jīng)濟(jì)達(dá)到B點(diǎn)。同時(shí)，在IS-LM模型中，LM曲線向下移至LM1，均衡點(diǎn)由A點(diǎn)移至B點(diǎn)。在勞動(dòng)力市場(chǎng)中，產(chǎn)出增加，就業(yè)機(jī)會(huì)增加，失業(yè)率下降，工人對(duì)工資的討價(jià)還價(jià)能力提高，工資水平上漲，生產(chǎn)成本提高，價(jià)格水平上升。隨著經(jīng)濟(jì)沿著總供給曲線移動(dòng)（B到A1），價(jià)格隨產(chǎn)出的增加而上升，實(shí)際貨幣供給減少，LM1曲線上移至LM2，均衡點(diǎn)移至A1。產(chǎn)出增加至Y1，大于自然產(chǎn)出水平Y(jié)n。

1.2 財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹的影響

以擴(kuò)張性財(cái)政政策為例，擴(kuò)張性財(cái)政政策的對(duì)價(jià)格的短期影響：如圖2所示，經(jīng)濟(jì)最初處于自然水平狀態(tài)。政府購(gòu)買支出增加，在AS-AD模型中，實(shí)際貨幣供給增加，總需求曲線AD向右移至AD1，在短期價(jià)格水平不變的情況下，經(jīng)濟(jì)達(dá)到B點(diǎn)。同時(shí)，在IS-LM模型中，IS曲線向右移至IS1，均衡點(diǎn)從點(diǎn)A移至B。隨著經(jīng)濟(jì)沿著總供給曲線移動(dòng)（B到A1），價(jià)格隨產(chǎn)出的增加而上升，實(shí)際貨幣供給減少，LM曲線上移至LM1，均衡點(diǎn)移至A1，產(chǎn)出增加至Y1，大于自然產(chǎn)出水平。

圖1 貨幣供給增加對(duì)通貨膨脹的影響

圖2 財(cái)政支出增加對(duì)通貨膨脹的影響

2 實(shí)證分析

2.1 樣本數(shù)據(jù)的選取和變量描述

本文選用中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的月度數(shù)據(jù)對(duì)貨幣財(cái)政政策和物價(jià)水平的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。由于我國(guó)的利率是非自由化的，所以選用貨幣供給代表貨幣政策的變量；財(cái)政支出更能體現(xiàn)國(guó)家財(cái)政政策導(dǎo)向，所以選用財(cái)政支出代表財(cái)政政策的變量。最終選取的數(shù)據(jù)包括通貨膨脹率pai(用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI的變化衡量)、貨幣供給M1、政府財(cái)政支出gex，樣本取自1993年1月到2010年12月，共計(jì)216個(gè)月度數(shù)據(jù)的時(shí)間序列。由于沒有每年12月的政府財(cái)政支出，這部分?jǐn)?shù)據(jù)由每年的總財(cái)政支出減去每年前11個(gè)月的財(cái)政支出總和而得。數(shù)據(jù)均來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)。

由于貨幣供給和政府財(cái)政支出會(huì)受通貨膨脹的影響，所以選用實(shí)際貨幣供給（m1p）和實(shí)際政府財(cái)政支出(gexp)，并經(jīng)過x11季節(jié)調(diào)整，得到m1psa、gexpsa。為了研究貨幣供給增長(zhǎng)率和財(cái)政支出增長(zhǎng)率對(duì)通貨膨脹率的影響，最后選取的變量為pai、log(m1psa)和log(gexpsa)。

2.2 數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

傳統(tǒng)的計(jì)量方法是建立在動(dòng)態(tài)穩(wěn)定性的假設(shè)之上，但是實(shí)際的時(shí)間序列往往是非平穩(wěn)的。如果采用傳統(tǒng)的計(jì)量回歸方法，很有可能出現(xiàn)“偽回歸”。所以，要首先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

本文對(duì)三個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)（表1），使用AIC和SC信息標(biāo)準(zhǔn)作為最佳滯后長(zhǎng)度的選擇標(biāo)準(zhǔn)。使用ADF法對(duì)時(shí)間序列具有時(shí)間趨勢(shì)、截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)以及二者都沒有這三種模型分別做了單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，通貨膨脹率pai和財(cái)政支出log(gexpsa)是平穩(wěn)的；貨幣供給log(gexpsa)是非平穩(wěn)的，它的一階差分是平穩(wěn)的。這三個(gè)時(shí)間序列不能構(gòu)成協(xié)整關(guān)系。

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

雖然通貨膨脹率和財(cái)政支出的時(shí)間序列是平穩(wěn)的，但是其滯后項(xiàng)系數(shù)的t值不顯著。故選用PP（Phillips-Perron）平穩(wěn)性檢驗(yàn)（表2），檢驗(yàn)結(jié)果表明，各時(shí)間序列都是非平穩(wěn)序列，一階差分是平穩(wěn)的，三個(gè)時(shí)間序列為一階單整序列，即I(1)，可以構(gòu)成協(xié)整關(guān)系。

堅(jiān)持精準(zhǔn)營(yíng)銷，全面參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。一是堅(jiān)持客戶分級(jí)管理，按照“大客戶保銷量、中小客戶保效益”的原則，細(xì)分區(qū)域市場(chǎng)和客戶需求，精準(zhǔn)實(shí)施“一戶一價(jià)”、“梯次定價(jià)”等差異化營(yíng)銷策略，鎖定優(yōu)質(zhì)大客戶135戶。二是活用零售競(jìng)爭(zhēng)“三部曲”，搶占市場(chǎng)主動(dòng)權(quán)，按照“面上競(jìng)爭(zhēng)要穩(wěn)、點(diǎn)上競(jìng)爭(zhēng)要狠”的思路，在市場(chǎng)爭(zhēng)奪區(qū)打談結(jié)合、以打促談，促進(jìn)市場(chǎng)回歸理性競(jìng)爭(zhēng)。由此，取得哈爾濱東部和齊齊哈爾甘南縣、訥河國(guó)道等多個(gè)競(jìng)爭(zhēng)搶奪區(qū)域勝利，當(dāng)期實(shí)現(xiàn)柴油機(jī)出同比增幅85%。三是建設(shè)和運(yùn)用零售營(yíng)銷決策系統(tǒng)，推行“一站一策”、“一戶一策”模擬決策，提升零售營(yíng)銷響應(yīng)和決策效率，在“油非互促”環(huán)節(jié)，利用信息化手段提高營(yíng)銷效率。

表2 PP檢驗(yàn)結(jié)果

（2）協(xié)整檢驗(yàn)。

為了檢驗(yàn)三個(gè)變量得出的計(jì)量結(jié)果是否存在虛假回歸，本文選用Johansen方法檢驗(yàn)變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系（表3），如果存在協(xié)整關(guān)系，那么得出的回歸結(jié)果是有經(jīng)濟(jì)意義的。

運(yùn)用跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和最大特征值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果表明，在5%的顯著性水平上，通貨膨脹率、實(shí)際貨幣供應(yīng)量季節(jié)調(diào)整m1psa和實(shí)際財(cái)政支出季節(jié)調(diào)整gexpsa在樣本期間內(nèi)存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2.3 模型構(gòu)建和結(jié)果

（1）VAR模型。

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法是以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)來描述變量關(guān)系，需要區(qū)分內(nèi)生變量和外生變量。但是內(nèi)生變量既可以出現(xiàn)在方程的左端又可以出現(xiàn)在右端，使得用傳統(tǒng)的計(jì)量方法無法正確估計(jì)變量之間的關(guān)系。向量自回歸模型（VAR）打破了這一限制，建立各個(gè)變量之間關(guān)系的模型。

本文選用不含外生變量的非限制向量自回歸模型：

Yt是k維內(nèi)生變量列向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本個(gè)數(shù)。k×k維矩陣?1,…,?p和k×d維待估參數(shù)矩陣。εt是k維擾動(dòng)列向量，它們相互之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)且不與等式右邊的變量相關(guān)。

（2）滯后階數(shù)p的確定。

在VAR模型的分析過程中，合理判斷模型的滯后階數(shù)是非常關(guān)鍵的。目前的實(shí)證研究中往往利用AIC、SIC信息準(zhǔn)則判斷VAR模型的滯后階數(shù)。

本文根據(jù)相關(guān)的AIC、SIC信息準(zhǔn)則，確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)p為3。下面是VAR模型的極大似然估計(jì)結(jié)果。對(duì)于VAR模型來說，分析單個(gè)系數(shù)的估計(jì)結(jié)果并不能清楚地識(shí)別相關(guān)變量之間的影響。所以對(duì)于VAR模型系統(tǒng)來說往往是利用脈沖響應(yīng)分析和方差分析分析模型變量之間的相互影響。

（3）脈沖響應(yīng)函數(shù)。

脈沖響應(yīng)函數(shù)是描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)誤差的反應(yīng)，即擾動(dòng)項(xiàng)發(fā)生變化時(shí)，或是模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來值的影響。圖3、圖4是對(duì)VAR(3)模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸表示滯后階數(shù)，縱軸表示內(nèi)生變量對(duì)沖擊的響應(yīng)程度。

狹義貨幣供給M1的正向沖擊對(duì)通貨膨脹率的pai產(chǎn)生正向效應(yīng),在滯后4月物價(jià)上漲達(dá)到高峰后下降，后30月內(nèi)都產(chǎn)生正向作用并趨于平穩(wěn)，驗(yàn)證了貨幣供給的增長(zhǎng)帶來物價(jià)上漲的觀點(diǎn)。gex的正向沖擊對(duì)通脹水平的pai在前3個(gè)月產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，從第4個(gè)月開始產(chǎn)生正向效應(yīng)，緩慢上升至第15個(gè)月達(dá)到最大值后趨于平緩，也驗(yàn)證了財(cái)政支出的增長(zhǎng)帶來物價(jià)上漲的觀點(diǎn)。同時(shí)，我們看到財(cái)政政策的效果相對(duì)于貨幣政策的效果顯現(xiàn)相對(duì)滯后。這是因?yàn)樵诋a(chǎn)品市場(chǎng)上，財(cái)政支出增加對(duì)產(chǎn)品需求、供給的調(diào)節(jié)有一定的時(shí)滯，而貨幣供應(yīng)的增加會(huì)較快速地影響貨幣市場(chǎng)。

（4）方差分解。

圖3 貨幣供給對(duì)通貨膨脹率的脈沖響應(yīng)

圖4 財(cái)政支出對(duì)通貨膨脹率的脈沖響應(yīng)

方差分解是通過分析每一個(gè)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同沖擊的重要性。因此，方差分解給出對(duì)VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對(duì)重要性的信息。內(nèi)生變量變化主要由方差來測(cè)度。本文中的VAR模型方差分解如圖5所示。這些曲線顯示出源于不同擾動(dòng)項(xiàng)的變化引起的方差占內(nèi)生變量總方差的百分比。

圖5 貨幣供給和財(cái)政支出對(duì)通貨膨脹率變化的貢獻(xiàn)程度

由圖5可得，除去通貨膨脹率滯后值對(duì)當(dāng)期通貨膨脹率的影響，貨幣供給和財(cái)政支出對(duì)通貨膨脹率的貢獻(xiàn)率為正，其和約為10%。可以看出，貨幣供給對(duì)通貨膨脹的貢獻(xiàn)先于財(cái)政支出顯現(xiàn)，并且貨幣供給對(duì)通貨膨脹率的貢獻(xiàn)大于財(cái)政支出。這個(gè)問題可以由粘蠅紙效應(yīng)和財(cái)政幻覺來解釋。

所謂粘蠅紙效應(yīng)，即錢粘在它所到達(dá)的地方，對(duì)地方公共部門的撥款將用于地方公共部門。擴(kuò)大的財(cái)政支出并不產(chǎn)生公共品消費(fèi)和私人品消費(fèi)的同比例增長(zhǎng)，而是公共品消費(fèi)增長(zhǎng)比例大于私人品消費(fèi)的增長(zhǎng)。財(cái)政支出增加使人們產(chǎn)生財(cái)政幻覺，認(rèn)為公共產(chǎn)品的成本下降，便擴(kuò)大公共品的消費(fèi)量。財(cái)政幻覺的產(chǎn)生主要是因?yàn)檎賳T依靠信息不對(duì)稱從自身利益出發(fā)，努力將財(cái)政支出用在政府部門。

為了比較貨幣財(cái)政政策在不同時(shí)期對(duì)物價(jià)水平的影響，對(duì)通貨膨脹時(shí)期和通貨緊縮時(shí)期分別進(jìn)行方差分解。通貨緊縮選用樣本區(qū)間1998年1月至2002年12月，通貨膨脹時(shí)期選用樣本區(qū)間2003年1月至2007年12月。

圖6 通貨緊縮與通貨膨脹時(shí)期的貨幣供給和財(cái)政支出的貢獻(xiàn)程度

由圖6所示，通貨膨脹時(shí)期的貨幣政策效力遠(yuǎn)大于通貨緊縮時(shí)期，通貨膨脹時(shí)期的財(cái)政政策效力稍大于通貨緊縮時(shí)期。證明在通貨膨脹時(shí)期，緊縮性的貨幣政策和財(cái)政政策對(duì)抑制通貨膨脹具有明顯的調(diào)節(jié)作用。

（5）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)一個(gè)變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。如果x的滯后值對(duì)y有影響，或是對(duì)y的解釋程度提高，x對(duì)y的預(yù)測(cè)有幫助，那么就成“x是y的Granger原因”。本文運(yùn)用VAR模型中的Granger因果檢驗(yàn)，滯后階數(shù)為3，得到以下結(jié)果：

表4 Ganger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

從表4中可以得知：在5%的顯著性水平下，財(cái)政支出和貨幣供給都是通貨膨脹率的Granger原因，而通貨膨脹率不是財(cái)政支出和貨幣供給的Granger原因。

3 結(jié)論及政策建議

本文以貨幣供給和財(cái)政支出為貨幣財(cái)政政策變量，運(yùn)用VAR模型對(duì)貨幣供給、財(cái)政支出對(duì)通貨膨脹的影響進(jìn)行脈沖響應(yīng)及方差分解等實(shí)證分析，并得出以下結(jié)論：

（1）優(yōu)先考慮貨幣政策。

通過實(shí)證分析表明，貨幣政策對(duì)價(jià)格水平帶來的效應(yīng)快于財(cái)政政策。尤其是在通貨膨脹時(shí)期，貨幣政策對(duì)價(jià)格水平的影響大于通貨緊縮時(shí)期。所以，就目前的形勢(shì)來看，在制定政策調(diào)整經(jīng)濟(jì)運(yùn)行時(shí)要首先考慮貨幣政策，在短期內(nèi)達(dá)到預(yù)期效果來穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)。這也正是現(xiàn)在政府采取的主要的宏觀調(diào)控政策。

從2010年10月出現(xiàn)通貨膨脹開始，央行不斷上調(diào)存款準(zhǔn)備金率。從18.00%（2010年11月29日）持續(xù)上調(diào)至20.50%（2011年4月21日），預(yù)計(jì)存款準(zhǔn)備金率仍有上調(diào)空間。同時(shí)，央行也不斷上調(diào)利率，雙管齊下，降低貨幣流通量，進(jìn)而抑制物價(jià)上漲。

（2）提高財(cái)政透明度以及財(cái)政效率，降低財(cái)政政策的時(shí)滯。

我國(guó)財(cái)政預(yù)算透明度不高，導(dǎo)致有關(guān)部門和人員在資金分配和使用自行支配權(quán)過大，沒有形成有效的監(jiān)督機(jī)制，產(chǎn)生了粘蠅紙效應(yīng)，使財(cái)政政策的調(diào)控效力在一段時(shí)間后才能顯現(xiàn)出來。

（3）調(diào)整財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)，加大財(cái)政政策的調(diào)節(jié)力度。

精簡(jiǎn)機(jī)構(gòu)和人員數(shù)量，降低財(cái)政支出中的行政管理支出比例。在保證國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值平穩(wěn)增長(zhǎng)的同時(shí)，將更多的財(cái)政支出用于提高居民消費(fèi)能力和企業(yè)生產(chǎn)能力上，增大財(cái)政政策對(duì)物價(jià)水平的影響程度。針對(duì)現(xiàn)階段的通貨膨脹，應(yīng)采取適度緊縮的貨幣政策以及穩(wěn)健的財(cái)政政策。當(dāng)通貨膨脹率不再繼續(xù)上升時(shí)，再采取適度緊縮的財(cái)政政策，以降低通貨膨脹率。

[1]Raffaela Giordano,Sandro Momigliano,Stefano Neri,Roberto Perotti.The Effects of Fiscal Policy in Italy：Evidence from a VAR Model[J].European Journal of Political Economy,2007,(23).

[2]Oscar Bajo-Rubio,Carmen Díaz-Roldán,Vicente Esteve.Deficit Sus?tainability and Inflation in EMU：an Analysis from the Fiscal Theory of the Price Level[J].European Journal of Political Economy,2009，(25).

[3]龔六堂,鄒恒甫.財(cái)政政策與價(jià)格水平的決定[J].經(jīng)濟(jì)研究,2012，(2).

[4]王立勇,李富強(qiáng).我國(guó)相機(jī)抉擇財(cái)政政策效應(yīng)非對(duì)稱性的實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2009，(1).

[5]張延.擴(kuò)張性財(cái)政政策的中長(zhǎng)期后果：通貨膨脹——?jiǎng)P恩斯主義模型對(duì)1992～2009年中國(guó)數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài),2010，(1).

[6]王錚.貨幣政策沖擊與我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)研究[J].經(jīng)濟(jì)問題,2010，(12).