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)注的一個重點問題，關(guān)于通貨膨脹成因的研究，可謂是眾說紛紜。P.A.Samuelson的觀點是需求拉動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)勞動生產(chǎn)率變化情況將經(jīng)濟(jì)分為勞動生產(chǎn)率基本保持不變的“靜態(tài)部門”和不斷提高的“動態(tài)部門”，指出在長遠(yuǎn)的角度上，社會通貨膨脹的強(qiáng)度是由“靜態(tài)部門”的產(chǎn)出價格上漲率決定的。在實證分析方面，F(xiàn)ischer利用1973年后101個國家的油價波動數(shù)據(jù)分析通貨膨脹對于經(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。鄧婷在分別對國際貿(mào)易傳導(dǎo)途徑和資本流入傳導(dǎo)途徑進(jìn)行實證分析的基礎(chǔ)上，認(rèn)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(shù)據(jù)在對貨幣供求和通貨膨脹理論進(jìn)行實證檢驗的基礎(chǔ)上，認(rèn)為我國物價變動的大部分因素可以通過貨幣供應(yīng)量的變動來進(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)為對外直接投資（FDI）、貨幣供應(yīng)量、固定資產(chǎn)投資和平均勞動報酬率是導(dǎo)致我國通貨膨脹發(fā)生的原因，F(xiàn)DI會通過對貨幣供應(yīng)量、固定資產(chǎn)投資和平均勞動報酬作用于物價水平，使物價水平上漲，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)對我國通貨膨脹的路徑進(jìn)行了變異性檢驗，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，有的則利用實證分析手段或?qū)?shù)據(jù)加以處理、或?qū)υ欣碚摷右则炞C、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(fù)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(xiàn)一場新的通貨膨脹總是會引來對于產(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，采取實證分析的方法，對財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)者價格指數(shù)（CPI）、財政支出額（FE）和西德克薩斯中質(zhì)原油現(xiàn)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(biāo)。對上述指標(biāo)均選取月度數(shù)據(jù)，時間窗口為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)性周期波動的特點，如圖1a所示。利用Eviews剔除季節(jié)性因素的影響，剔除后的序列時序圖見圖1b，和原時間序列相比呈現(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，對所有序列取自然對數(shù)，分別記為lnCPI，lnFE和lnWTI。

1.2 平穩(wěn)性檢驗

由于非平穩(wěn)的時間序列存在的“偽回歸”問題，在利用時間序列進(jìn)行計量分析前，必須要進(jìn)行變量的平穩(wěn)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(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。檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 各個序列單位根檢驗結(jié)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(shè)，即lnCPI，lnFE和lnWTI均存在單位根，是不平穩(wěn)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(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

確定適當(dāng)?shù)臏笃趯τ赩AR模型而言尤為重要。如果選擇的太少，不僅誤差項會出現(xiàn)嚴(yán)重的自相關(guān)，同時也不利于反映模型所具有整體動態(tài)過程。相反如果選擇太多則會對自由度產(chǎn)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(jìn)行確定，確定的一般性準(zhǔn)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(dá)到最小，為－9.218 792，而SC在2階滯后時達(dá)到最小，為－8.751 701，這時因為AIC和SC準(zhǔn)則最小值出現(xiàn)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(jìn)行取舍。構(gòu)造統(tǒng)計量LR＝－2×（220.432 3－222.984 3）＝5.104，由于LR統(tǒng)計量服從χ2（h）分布，其中h為約束條件的個數(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，三個對數(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)整檢驗方法，來確定協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果見表2和表3。

表2 lnCPI和lnFE的協(xié)整檢驗

表3 lnCPI和lnWTI的協(xié)整檢驗

從以上Johansen檢驗的結(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，似然比統(tǒng)計量大于5%水平下的臨界值，因而只有第一個假設(shè)被拒絕，在lnCPI和lnWTI之間存在著一個協(xié)整關(guān)系。

1.4 VAR模型建立

對于不存在協(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，可對它們建立雙變量的VAR模型。對于存在協(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：

對兩個建立的VAR模型進(jìn)行穩(wěn)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(jìn)行分析，VAR模型穩(wěn)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(xiàn)出來就是所有的特征根均在單位圓之內(nèi)。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(wěn)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(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（本文以石油價格為例）對通貨膨脹產(chǎn)生的作用較為復(fù)雜，不同期限的石油價格對通貨膨脹產(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，再掌握短期波動產(chǎn)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(chǎn)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(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的特點，一旦偏離長期趨勢，會出現(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)擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對變量當(dāng)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(biāo)CPI所呈現(xiàn)的響應(yīng)路徑。

通貨膨脹（CPI）對來自財政支出（FE）的一個標(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期時達(dá)到最高水平的正響應(yīng)（0.000 36），是整個區(qū)間內(nèi)為時不多的正響應(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期時表現(xiàn)出的那樣劇烈，是一個次谷底。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。整個響應(yīng)持續(xù)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(guān)系，但是財政支出通過作用別的一些介質(zhì)也可以對通貨膨脹產(chǎn)生劇烈的影響，并且持續(xù)性較強(qiáng)。

通貨膨脹（CPI）對來自國際油價的響應(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政支出而言表現(xiàn)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(xiàn)出相應(yīng)的動作表現(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)到一個次波峰正響應(yīng)，隨后在第25期達(dá)到一個次波谷負(fù)響應(yīng)。隨后的時間內(nèi)，雖然震蕩還在繼續(xù)，但是幅度相比剛開始的時候已經(jīng)減少了不少，逐漸趨于平和，但持續(xù)了較長的一個時間段，直到大約50期左右才逐漸地趨于穩(wěn)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(xù)時間也更長。

2 政策建議

本文通過選取2006年至2009年的消費(fèi)者價格指數(shù)（CPI）、財政支出額（FE）和西德克薩斯中質(zhì)原油現(xiàn)貨價格（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)對于財政支出的合理控制。研究結(jié)果表明，我國本次的通貨膨脹和財政支出并不存在真正意義上的直接聯(lián)系，但是財政支出仍然會對通貨膨脹率的高低產(chǎn)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(fā)生政府財政緊張時直接向央行借款這種濫發(fā)貨幣的現(xiàn)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(fā)揮的作用。財政支出會使得在短期內(nèi)社會總需求極度膨脹，引發(fā)需求過旺，導(dǎo)致需求拉上型的通貨膨脹。所以我們必須對財政支出的具體領(lǐng)域進(jìn)行合理規(guī)劃，調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，讓財政支出真正地起到“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(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格出現(xiàn)重大變動，便會導(dǎo)致我國上游產(chǎn)業(yè)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(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，對能源的需求勢必會進(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，國際糧價的上漲會對我國造成不小沖擊。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(jī)理與實證分析［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(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［D］.長春：吉林大學(xué)，2011.