楊溢坤 麥強盛

摘 要：2020年新冠肺炎疫情與石油危機同時爆發(fā)，國內經(jīng)濟下行壓力不斷加大。在此背景下，以山西省1992—2019年經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率兩個變量為數(shù)據(jù)基礎，建立向量自回歸模型（VAR），并運用格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解實證分析了山西省通貨膨脹和經(jīng)濟增長之間的關聯(lián)性。

關鍵詞：山西省;通貨膨脹;經(jīng)濟增長;關聯(lián)性

文章編號：1004-7026（2020）17-0004-04? ? ? ? ?中國圖書分類號：F124;F822.5;F224? ? ? ? 文獻標志碼：A

1? 研究背景

2020年，全球經(jīng)濟活動大量減少，外部需求減弱，全球供應鏈和產(chǎn)業(yè)鏈直接中斷，美股三大指數(shù)多次觸發(fā)“熔斷”機制，全球股市崩盤。煤炭和原油同屬于化石原料，又互為替代品，煤炭與原油價格波動具有較強的一致性，當油價上漲時煤炭價格也會上漲。近期原油歷史性下行也會逐步傳導至煤炭市場，煤炭市場將承壓運行，短期無好轉的跡象出現(xiàn)。同時，我國已經(jīng)步入供給側結構性改革的深水區(qū)，“三駕馬車”的動能減弱，消費低迷，投資回報率走低，出口增長率下滑，經(jīng)濟增速減慢，發(fā)展勢頭有所削弱，經(jīng)濟下行壓力增大。

山西省作為我國的煤炭能源大省，是我國的動力供應基地。山西省多年來的經(jīng)濟發(fā)展模式單一滯后，“一煤獨大”的現(xiàn)象根深蒂固，煤炭產(chǎn)業(yè)對于GDP的貢獻率長期保持在較高水平。

在國內外雙重影響下，山西省的經(jīng)濟發(fā)展將迎來嚴峻考驗。在經(jīng)濟下行的大環(huán)境下，社會物價水平變動將成為居民關注的重點問題。山西省通貨膨脹和經(jīng)濟增長之間具有怎樣的關系，在經(jīng)濟下行的環(huán)境下社會物價水平會受到怎樣的影響，值得深入研究。

在此背景下，利用向量自回歸模型（VAR）檢驗山西省通貨膨脹和經(jīng)濟增長之間的關聯(lián)性，以期揭示兩者之間的關系規(guī)律，測量社會物價水平的變動狀況。

2? 文獻綜述

通貨膨脹和經(jīng)濟增長是宏觀經(jīng)濟研究的兩大永恒主題，它們之間的關系引起了眾多學者的長期關注和熱烈討論[1]。

自菲利普斯運用英國1861—1957年的數(shù)據(jù)證明物價和產(chǎn)出之間存在替換關系以來，許多學者對于通貨膨脹和經(jīng)濟增長之間的關系進行了長期的研究，但經(jīng)濟學界對此并沒有形成一致意見[2]。目前，對于通貨膨脹和經(jīng)濟增長的關聯(lián)性問題主要有以下3種觀點。

（1）無關論，即通貨膨脹中性假設。理性預期學派認為，在理性預期的假設下，人們會預期到通貨膨脹的變動，并在生活中采取預防性措施，而通貨膨脹在未來也就不會對經(jīng)濟產(chǎn)生實質性影響[3]。

（2）正相關論，即“托賓效應”。泰勒認為，貨幣供給量增加是通貨膨脹產(chǎn)生的主要原因，但貨幣數(shù)量的增加將帶來利率水平的降低，這將會直接促使投資增加，隨之帶來產(chǎn)出擴大，最終促進經(jīng)濟增長。劉金全和謝衛(wèi)東（2003）[4]運用模型對國內情況進行檢驗，發(fā)現(xiàn)通貨膨脹能夠顯著地促進經(jīng)濟增長，而且通貨膨脹率與經(jīng)濟增長率之間存在長期均衡關系。

（3）負相關論，即“反托賓效應”。莫里斯·阿萊認為通貨膨脹的產(chǎn)生是由于貨幣發(fā)行量過大所導致的，政府為了降低通脹就會采取緊縮的貨幣政策，而擴張貨幣政策和緊縮貨幣政策的交替進行，會影響經(jīng)濟的平穩(wěn)運行，加劇經(jīng)濟波動，進而損害經(jīng)濟增長[5]。還有學者通過使用不同國家的面板數(shù)據(jù)模型，驗證了通貨膨脹對經(jīng)濟增長存在制約作用的結論。

對于通貨膨脹和經(jīng)濟增長的相互作用關系，眾多學者基于不同的假設前提、研究背景和模型進行了許多研究，并且得出了不同的結論。通貨膨脹與經(jīng)濟增長之間的關系在不同時期可能會有不同表現(xiàn)，而在同一時期不同地區(qū)也同樣存在顯著差別[6]。區(qū)域發(fā)展水平不同，通貨膨脹與經(jīng)濟增長的協(xié)整路徑也不同。在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段，通貨膨脹與經(jīng)濟增長間長期均衡關系的調整效應也是不同的[7]。陳菁和周潮（2012）[8]的研究結果顯示，無論是從省份層面還是從全國層面來看，經(jīng)濟增長與通貨膨脹之間均存在顯著的負相關關系。但田衛(wèi)民的研究顯示，在通貨膨脹估計系數(shù)為正的情況下，中部地區(qū)的通貨膨脹對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了不顯著的正向影響，東部地區(qū)和西部地區(qū)則呈現(xiàn)出了顯著的正向影響。

目前已有文獻多以全國或東、中、西3大地區(qū)作為研究對象，較少從某一省份出發(fā)來檢驗通貨膨脹和經(jīng)濟增長之間的關聯(lián)性，研究的針對性不強。在全球經(jīng)濟下行和原油市場暴跌的實際背景下，山西省作為能源輸出大省，具有較強的研究價值。因此以山西省為研究對象，通過向量自回歸模型（VAR）來檢驗通貨膨脹和經(jīng)濟增長之間的關聯(lián)性。

3? 模型解釋與變量說明

3.1? 模型解釋

3.1.1? VAR模型

與以經(jīng)濟學理論和經(jīng)濟行為關系為基礎的經(jīng)典計量經(jīng)濟學模型不同，VAR模型是一種非結構化模型，是建立在實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)基礎上的動態(tài)結構模型，即依靠實際數(shù)據(jù)而不是已知的經(jīng)濟理論來研究變量間的相互關系。VAR模型將單個時間序列自回歸模型擴展到多個時間序列，考慮系統(tǒng)中每一個內生變量的滯后項對所有內生變量的影響，探究的是所有滯后內生變量對某一個非滯后內生變量的解釋方向及解釋程度。

通常，將含有k個時間序列（變量）、p期滯后的向量自回歸VAR（p）表示為：Yt=α+A1Yt-1+A2Yt-2+……+ApYt-p+ξt，t=1，2，…，T。其中Yt是k維內生變量向量，p是滯后階數(shù)，樣本數(shù)目為T。A1，…，Ap是k×k的待估參數(shù)矩陣。ξt～N（0，Σ）是k維隨機擾動向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯后值相關，也不與VAR（p）式右邊的變量相關。Σ是ξt的協(xié)方差矩陣，是一個k×k的正定矩陣[9]。

3.1.2? 脈沖響應

通過VAR模型可以探究通貨膨脹和經(jīng)濟增長針對滯后變量的回歸關系，但這種回歸反映的只是在一定滯后期內的影響方向和影響程度，不能反映通貨膨脹和經(jīng)濟增長之間在更長期限內的動態(tài)關系。而且一般VAR模型單個參數(shù)估計值體現(xiàn)的是局部的動態(tài)關系，得到的經(jīng)濟解釋也是有限的。因此為了更全面地了解經(jīng)濟增長和通貨膨脹之間的關系和相互影響，直接刻畫兩者之間的動態(tài)交互作用和效應，需要進行脈沖響應分析[10]。

脈沖響應用于衡量來自某個內生變量的隨機擾動項的一個標準差沖擊（脈沖）對VAR模型中所有內生變量當前值和未來值的影響，即考慮隨機擾動項的沖擊如何影響內生變量的當前值、未來值，以及隨著時間的推移，擾動的最初影響如何在VAR模型中擴散引起模型中所有內生變量的更大變化。

3.1.3? 方差分解

通過脈沖響應可分析得到模型中所有內生變量對某個內生變量擾動沖擊的動態(tài)響應，看到所有內生變量對沖擊響應的動態(tài)變化方向和變化程度。脈沖響應是一個內生變量對于其他內生變量的動態(tài)影響曲線，側重于單個變量的整體變化，無法確切地衡量沖擊對于內生變量變化的貢獻度，無法看到變量本身在變化當中所發(fā)揮的作用。方差分解是將VAR模型中每個外生變量預測誤差的方法按照其成因分解為與各個內生變量相關聯(lián)的組成部分，即分析每個變量的隨機擾動項對內生變量變化的貢獻度，準確評價變量隨機擾動項的相對重要性，側重于變量的具體變化，既可以看到其他內生自變量的影響，也可以看到因變量內生屬性的影響。

3.2? 變量說明

經(jīng)濟增長和通貨膨脹的影響因素很多，但根據(jù)研究主題，在VAR模型中將主要設計經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率兩個變量。其中，用GDP反映經(jīng)濟增長率（按可比價格計算），用CPI表示通貨膨脹率。數(shù)據(jù)來源于山西省統(tǒng)計局，數(shù)據(jù)處理借助于Eviews 8.0計量經(jīng)濟分析軟件。

4? 實證研究

4.1? 平穩(wěn)性檢驗

采用經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率建立VAR模型，必須首先對這兩個時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。采用平穩(wěn)的時間序列建立計量模型，可以有效減少虛假回歸或偽回歸。平穩(wěn)性檢驗的具體方法將采用單位根檢驗，經(jīng)檢驗GDP和CPI在經(jīng)過一次差分之后，在1%的顯著性水平下都實現(xiàn)了平穩(wěn)，即均服從于I（1）過程，通過了平穩(wěn)性檢驗。

4.2? 向量自回歸模型（VAR）的構建

在VAR模型的設定中，為了保留更多的原始信息，也為了避免差分后數(shù)據(jù)不具有經(jīng)濟含義的缺陷，模型將使用原始序列建模。在VAR模型的最佳滯后期檢驗中，AIC值和SC值在第4階同時達到最小，故確定模型的滯后階數(shù)為4，因此建立建立滯后4期的VAR模型，即VAR（4）。

對于建立的VAR模型，必須對其進行穩(wěn)定性檢驗，從而保證格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解結果的有效性和可靠性。經(jīng)檢驗，AR特征多項式特征根的逆函數(shù)都位于單位圓內，表明VAR（4）模型是穩(wěn)定的，滿足了檢驗的前提條件。

4.3? 格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

Granger因果關系檢驗是運用統(tǒng)計學的方法判定變量之間是否存在因果關系的計量檢驗。在得到VAR模型的回歸結果之后進行格蘭杰因果檢驗，可以驗證GDP和CPI的相互影響程度。檢驗結果顯示，經(jīng)濟增長率和通貨膨脹率之間沒有顯著的因果關系。山西省經(jīng)濟增長不會顯著拉動通貨膨脹上漲，通貨膨脹也難以顯著刺激經(jīng)濟增長，但經(jīng)濟增長對通貨膨脹的拉動作用要略大于通貨膨脹對經(jīng)濟增長的刺激作用。

4.4? 脈沖響應函數(shù)分析

4.4.1? 分析GDP對CPI擾動的響應

通過分析GDP對CPI擾動的響應，可以得出以下結論。

（1）經(jīng)濟增長率對通貨膨脹率的一個正沖擊作出了反向響應，并且這種負效應在2年內的影響持續(xù)加大，在第2年達到了峰值-1.7%，在短期內這種反向影響較大且存在滯后性。

（2）從第3年開始，政府通過加強宏觀調控來減弱通貨膨脹對經(jīng)濟增長的負面影響，并在第4年達到了峰值點0.2%，通貨膨脹對經(jīng)濟增長起到了一定的刺激作用，但在這之后影響又降為負值，經(jīng)濟增長自身體現(xiàn)出較強的內生屬性。

（3）響應曲線在曲折中不斷下降，但影響的時間較長，在第9年時對經(jīng)濟增長率仍有-0.6%的影響效果，直到第16年開始影響才逐漸穩(wěn)定并趨近于0，通貨膨脹對經(jīng)濟增長的沖擊得以消除。

（4）脈沖響應函數(shù)曲線長期位于0線以下，體現(xiàn)了通貨膨脹對經(jīng)濟增長具有長期的反作用，充分說明了通貨膨脹變量并非“中性”。山西省通貨膨脹和經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)出一定的負相關關系，既反對了通貨膨脹和經(jīng)濟增長的“無關論”，也反對了短期內通貨膨脹對經(jīng)濟增長存在“托賓效應”的“正相關論”，說明了經(jīng)濟發(fā)展程度不同會導致通貨膨脹和經(jīng)濟增長的關系出現(xiàn)差異，也說明了通貨膨脹與經(jīng)濟增長之間不存在唯一確定的關系，兩者在不同地區(qū)有不同的表現(xiàn)。

（5）通貨膨脹對經(jīng)濟增長的反向影響長期處于-0.7%以下，對于經(jīng)濟增長的影響不具有顯著性，驗證了格蘭杰因果關系檢驗的結果，山西省通貨膨脹不能夠顯著地刺激經(jīng)濟增長。

4.4.2? 分析CPI對GDP擾動的響應

通過分析CPI對GDP擾動的響應，得出以下結論。

（1）通貨膨脹率對經(jīng)濟增長率的一個正沖擊作出了積極響應，反應強度不斷加大并具有一定的滯后性，在第2年達到峰值點0.6%，之后這種正向影響逐漸減小，并不斷趨近于0，通貨膨脹的脈沖響應曲線波動較少、波幅較小，反應強度較弱。

（2）通貨膨脹率脈沖響應函數(shù)曲線的變動反映出即使經(jīng)濟運行出現(xiàn)總需求的擴張，但這不會顯著提升價格水平，價格水平自身體現(xiàn)出了一定的調整黏性，通貨膨脹自身也具有一定的內生屬性。山西省經(jīng)濟增長對通貨膨脹的拉動作用較小，僅在5年內有平均0.5%左右的作用效果，無法給通貨膨脹帶來持續(xù)性影響。在過去十幾年里，煤炭產(chǎn)業(yè)是山西省的第一支柱產(chǎn)業(yè)，全省經(jīng)濟增長的主要動力來源于煤炭產(chǎn)業(yè)，且全省煤炭多為外銷，煤炭價格的高低對于省內年度CPI的沖擊較小，價格波動對CPI的貢獻度較低[11]，經(jīng)濟增長無法顯著拉動通貨膨脹的上升。

（3）經(jīng)濟增長對通貨膨脹的正向沖擊平均反應僅為0.3%，價格黏性較強，經(jīng)濟增長不能顯著帶動通貨膨脹上漲，對于通貨膨脹的影響不具有顯著性，與格蘭杰因果關系檢驗結果一致。山西省的市場價格水平不會因經(jīng)濟的快速發(fā)展而過快上升并最終達到嚴重的通貨膨脹，隨之影響經(jīng)濟發(fā)展和社會的穩(wěn)定性。

4.5? 方差分解分析

4.5.1? GDP變量的方差分解

由GDP變量的方差分解可以得出以下結論。

（1）在預測期內，引起經(jīng)濟增長率波動的主要原因來源于其自身，GDP變量自身的貢獻度始終保持在82%以上，經(jīng)濟增長具有較強的內生屬性，與VAR（4）的模型估計結果相符合。

（2）CPI波動對GDP變化的貢獻度從第2期開始顯現(xiàn)并逐步提升，貢獻度在預測期內保持在18%以內，通貨膨脹對經(jīng)濟增長的變動有一定的程度地影響，但并不顯著，印證了格蘭杰因果關系檢驗的結果。

（3）通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響存在滯后性，貢獻度在第一期為0，在第二期直接攀升至13.252%，影響的滯后性明顯，對GDP變量的脈沖響應函數(shù)分析結果進行了反向驗證。

4.5.2? CPI變量的方差分解

從CPI變量的方差分解可以得出以下結論。

（1）引起物價水平變化的主要原因來自其自身，總體來看CPI自身的貢獻度始終在81%以上，通貨膨脹體現(xiàn)出了較強的價格黏性和自身屬性。這與有關學者的研究結果相一致，經(jīng)濟增長不是物價提升的主要因素，通貨膨脹自身具有一定的內生屬性，存在自己的運行周期[12]。

（2）GDP變量對CPI變量波動的貢獻度同樣從第二期開始顯現(xiàn)并緩慢上升，但預測期內的貢獻度最多僅有18.6%左右，經(jīng)濟增長對通貨膨脹的拉動作用較小，影響效果不顯著，同格蘭杰因果關系的檢驗結果相互印證。

（3）GDP變量的貢獻度在第一期僅有0.104%，而在第二期躍升到14.288%，經(jīng)濟增長對通貨膨脹的影響同樣存在滯后性，與CPI變量的脈沖響應分析圖相符合。

5? 結論與建議

以山西省1992—2019年的通貨膨脹率和經(jīng)濟增長率為數(shù)據(jù)基礎，通過建立向量自回歸模型（VAR）并運用格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解技術進行了實證分析，把握了山西省通貨膨脹和經(jīng)濟增長之間的關系規(guī)律。

（1）山西省通貨膨脹和經(jīng)濟增長之間不具有顯著的因果關系，兩者相互之間的顯著影響較小，但經(jīng)濟增長對通貨膨脹的拉動作用要大于通貨膨脹對經(jīng)濟增長的刺激作用。

（2）通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)反向影響，在不考慮經(jīng)濟增長的其他影響因素時，一個數(shù)量單位的通貨膨脹率的沖擊，對經(jīng)濟增長率最多有-1.7%的損害，且具有一定的持續(xù)性和滯后性;經(jīng)濟增長對通貨膨脹具有一定的正向促進作用，在不考慮通貨膨脹的其他影響因素時，經(jīng)濟增長最多可帶動通貨膨脹率0.6%的增長，且同樣表現(xiàn)出了一定的滯后性。

（3）經(jīng)濟增長具有較強的內生屬性，變量本身的貢獻度始終維持在82%以上;通貨膨脹體現(xiàn)出較強的價格黏性和內生屬性，自身的貢獻度保持在81%以上;經(jīng)濟增長對通貨膨脹變動的整體貢獻度略大于通貨膨脹對經(jīng)濟增長的貢獻度，但通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響深度要大于經(jīng)濟增長對通貨膨脹的影響深度。

在全球經(jīng)濟受到新冠肺炎疫情和石油危機的雙重影響下，發(fā)展前景不佳。而國內經(jīng)濟的供給側結構性改革進入深水區(qū)，“三駕馬車”的動能減弱。山西省在國內外經(jīng)濟的共同作用下，經(jīng)濟增長的勢頭有所減弱。放緩的經(jīng)濟增長單方面不會導致物價快速上漲，全球煤炭市場價格的波動對全省CPI的影響較小，但通貨膨脹會受自身固有屬性及價格黏性的影響，物價水平仍會有所上漲。山西省要警惕經(jīng)濟波動對價格黏性的削弱，增強對物價水平的控制能力，提高價格水平調控的預見性、針對性和有效性，引導社會形成科學合理的通貨膨脹預期，以便制定出對保持經(jīng)濟發(fā)展有所裨益的經(jīng)濟政策[13]。同時，要充分認識到省內通貨膨脹對于經(jīng)濟增長的反向影響，加強價格的監(jiān)測和預警建設，在煤炭價格影響較弱的背景下，重視廣義貨幣供應量和工業(yè)品出廠價格指數(shù)等其他因素對通貨膨脹率的影響，防止因通貨膨脹過快上升導致物價快速上漲，最終影響市場的穩(wěn)定和宏觀經(jīng)濟運行。此外，山西省還要重點把握好投資、消費、政府支出等其他影響經(jīng)濟發(fā)展的生產(chǎn)要素，加快產(chǎn)業(yè)結構轉型升級，積極轉變經(jīng)濟發(fā)展方式，進一步促進基礎設施建設，釋放經(jīng)濟活力。

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