當前ＣＰＩ上漲的原因及降低對策

摘要：考慮到當前受糧食、能源供給等真實性沖擊，以及貨幣供給的名義性沖擊和國際通貨膨脹傳遞的影響，文章通過建立VAR模型，運用脈沖響應函數與方差分解的方法研究了貨幣供給增長、固定資產投資增長與CPI三者的動態關系，從實證角度分析了當前CPI上漲的原因并給出了相應的政策建議。

關鍵詞：CPI VAR模型 脈沖響應 實證研究

中圖分類號:F014.5 文獻標識碼:A 文章編號:1004-4914(2008)04-055-04

一、引言

自2003年初，中國經濟已逐漸擺脫通貨緊縮的束縛，但隨之而來的通貨膨脹壓力卻日益增強，其加速上升的勢頭似乎大大超出了人們的預期。反映通貨膨脹的經濟指標居民消費價格指數(CPI)，2007年7月份同比上漲5.6%，月環比價格上升0.9%，創造了近十年來最高紀錄。與此同時，貨幣供給量也在高速擴張，2007年6月份的M2比上年同期增長17.06%，M1增長20.92%。經濟理論與國內外經驗告訴我們，當貨幣供給量擴張非常快的時候，或遲或早會產生通貨膨脹壓力。因此，分析這一輪的通脹壓力原因就顯得很有必要。近年來，中國外匯儲備增長迅速，在強制結匯制度下，巨額外匯占款便成為眾矢之的。大多數學者將通脹壓力歸于增長異常的外匯儲備。周浩、朱啟貴(2006)①運用多變量向量自回歸模型的協整分析方法與向量誤差修正模型對我國外匯儲備與物價指數之間的關系進行了協整檢驗，結果表明外匯儲備與物價指數之間存在著正相關關系，且長期內存在著穩定的均衡關系，外匯儲備每增加1%，價格指數上漲0.09%。此外，王少平、李子奈（2004）②通過貨幣需求的協整分析得出了貨幣政策的重點應為防范通脹。為了緩解通脹壓力，建議采用加息政策進行調控，而事實上央行也真照此調整了銀行間同業拆借的基準利率和存款貸款基準利率。甚至有些學者提出還要提高加息幅度。但也有學者提出了不同的看法，如，劉霞輝（2004）③則認為頻繁的貨幣供給量波動會引起經濟的大起大落，其隱含的意義就是，貨幣政策不是對付經濟波動（比如通脹）的良方，相反是引起波動的原因。吳曉靈(2007)④在第三屆中國金融年會論壇上指出：“構成物價上漲壓力的因素包括當前投資、信貸回落的基礎還不穩固，國際收支不平衡等因素。”安佳(2005)⑤認為，2004年我國物價指數的升幅為4.7%，從數字上尚且不足考慮，但是這個數字是中國政府采取了多種調控手段的結果，尤其是中央銀行通過大規模的公開市場業務操作使貨幣回籠；實際上這種控制政策下的價格穩定并不表示價格上漲壓力的減輕。

國家發改委與國家統計局側重分析CPI構成，認為目前的物價上漲主要是結構性上漲，即物價上漲主要由食品價格上漲所推動。國家統計局(2007)⑥發言人認為，近期國內肉禽及其制品、蛋類價格上漲的主要原因主要是糧食價格上漲，其他商品價格上漲并不突出。國家發改委(2007)⑦則進一步指出食品價格上漲的主要原因有三個：國際市場價格的帶動、生產成本推動與供求結構失衡。商務部部長助理黃海⑧認為，“此次豬肉價格上漲，最根本的原因是豬肉供不應求。我國生豬以散養為主，由于信息傳導不暢，經常發生‘供不應求’和‘供大于求’交替出現的周期性波動。”在這方面，李敬輝、范志勇(2005)⑨將糧食價格波動作為價格指數變動的重要因素納入分析范圍值得重視。

同時也有一些專家對目前的物價上漲表示了擔憂。唐震斌(2007)⑩認為雖然本輪物價上漲是由食品價格引發的，但其中包含了經濟增長較快、貨幣投放過多、投資反彈壓力較大、城鄉居民收入上升、消費增速加快等諸多因素。

二、研究框架

本文在上述研究成果的基礎上進一步思考，認為研究CPI的波動應當從貨幣供給量的變化、固定資產投資的變化、影響糧食價格變動的糧食種植面積的變化的相互聯系中，研究它們之間的相互作用，并把這些關系放置在一個開放的環境中。

由于向量自回歸模型即VAR模型能較好地處理多變量時間序列的關系，所以本文運用VAR模型，通過引入居民消費價格通脹率或居民消費價格指數作為最主要的內生變量，將貨幣增長率和固定資產的增長率作為次要內生變量，將糧食種植面積的滯后一期的縮減率和燃料動力通脹率作為外生變量，另外把美國通脹率作為外生變量引入模型中。實證部分的結構安排如下：首先建立VAR模型，在對宏觀數據平穩性、協整檢驗的基礎上對VAR模型進行估計，最后通過脈沖響應函數與方差分解分析貨幣供給增長、固定資產投資增長與CPI三者的短期動態關系。

三、實證研究

(一)模型設定

在模型中選用居民消費價格通脹率作為最主要的內生變量，用pc表示，它在數量上等于居民消費價格指數CPI減去100%。根據貨幣數量論，通脹率來自貨幣增長率m，而貨幣增長率要支撐一定的經濟增長率，所以它在一定程度上具有內生性。在模型中，將貨幣增長率作為內生變量。由于固定資產的增長率i部分決定于利率從而部分決定于貨幣供給的變化，所以我們將固定資產的增長率也作為內生變量。將來自兩方面的供給沖擊——糧食種植面積的縮減率S和燃料動力通脹率fe——作為外生變量。但考慮到糧食種植面積的減少對經濟的影響是滯后的，所以我們將滯后一期的縮減率作為模型中的一個外生變量。顯然應把美國通脹率Pf作為外生變量。由于我們選用的是年度數據，所以在VAR模型中將內生變量的最長滯后期確定為2。由于我們所研究的變量表現為相對數，所以在模型中均不含趨勢項。這樣得到如下模型：

（二）數據來源

為了對模型（1）進行估計，根據2003年－2006年中國統計年鑒、中華人民共和國統計局網站等資料并經過計算后，得到如表1所示的宏觀經濟數據。

數據來源：資料來源；第1、3、5列中1990年-2005年的數據取自中華人民共和國國家統計局網站http://www.stats.gov.cn之《中國統計年鑒2003－2006》;第2、4列的數據分別根據《中國統計年鑒2003－2006》中的貨幣供給量(M1)和糧食種植面積計算而得;第6列數據來自http://www1.jsc.nasa.gov。

（三）單位根檢驗與協整檢驗

注：⊿、⊿2分別表示一階、二階差分序列；檢驗類型（c，t，k）分別表示ADF檢驗模型中是否會有常數項c、時間趨勢項t以及滯后結束為k；本表的檢驗結果根據Eviews3.1計算結果整理。對滯后長度的選擇，根據AIC和BIC準則來確定。

對各序列的ADF檢驗表明，原始序列都為非平穩序列，但二階差分之后的變量都在1%的水平下顯著，趨向于平穩，所以各變量都為I(2)序列，符合協整檢驗的條件。然后應用Johansen方法對這三個指標之間的協整關系進行檢驗，我們選擇滯后階數為2，有線性趨勢與截距項得出協整檢驗結果表3所示。協整檢驗結果表明在5%的顯著水平下，除CPI與s和fe不存在長期協整關系外，各變量之間存在長期協整關系(見表3)。

表3Johansen協整檢驗結果

注：表中計算結果采用Eviews3.1軟件計算給出

（四）VAR估計

根據表1中的數據和序列的平穩性檢驗，用EViews3.1模型（1）進行估計。結果如下見表4：

表4向量自回歸估計（VAR）

從表4中可以看出：

第一，消費價格通脹率的滯后一期對自身的正影響由其系數的估計值0.76所表示，而且顯著性水平較高，而滯后二期對自身的影響則顯著為負。我們可將此實證結果解釋為：第一年通脹率上升1個百分點的沖擊，會在下一年過度釋放，而在第三年開始糾正。

第二，固定資產投資的增長率對通脹率的滯后影響較為顯著的，其系數的估計值為0.18，t統計量約為2.87。這說明固定資產投資的增長率每提高1個百分點，大約會使下一年的消費價格通脹率提高0.18個百分點。

第三，貨幣供給量的增長率對消費價格通脹率的影響較為顯著，其系數的估計值為0.32，t統計量約為3.31。這說明固定資產投資的增長率每提高1個百分點，大約會使下一年的消費價格通脹率提高0.32個百分點。

第四，從統計數據上看，糧食種植面積不斷下降，這將使人們重視糧食安全問題。但是，糧食種植面積的下降并沒有對通脹率造成顯著影響。導致該結果的原因可能是糧食復種指數的提高與農業科技的發展，抵消了種植面積的下降所產生的供給沖擊。但糧食種植面積的下降對固定資產投資的增長是顯著有利的。

第五，來自燃料動力方面的供給沖擊可能有少許影響，但其影響是不顯著的。這說明，國際石油市場的價格波動，并沒有對我國消費品市場造成顯著影響。

第六，國外的通脹率的變化對我國消費品價格指數的影響也是不顯著的。需要說明的是，我們的模型是建立在小樣本基礎上的，其系數的估計對樣本值的變化是相當敏感的，所以，上述解釋也只在一定范圍內有意義。然而，VAR模型的主要功能并不是解釋回歸系數的意義，而是說明一個隨機新量的沖擊對內生變量的影響及其相對重要性。下面對系統進行脈沖響應函數和方差分解分析。

四、脈沖響應函數與方差分解

脈沖響應函數描述一個標準差大小的沖擊對VAR模型中內生變量當期值和未來值的影響。由于VAR模型參數的OLS估計量只具有一致性，單個參數估計值的經濟解釋是很困難的。要想對一個VAR模型做出分析，通常是觀察系統的脈沖響應函數和方差分解。在本文的模型中，我們要分別討論居民消費價格通脹率、貨幣增長率與固定資產投資增長率的大小為一個標準差的隨機新量對模型中內生變量當期值和未來值的影響。利用EViews3.1軟件將脈沖響應函數以圖形和表格形式表示如圖1。

圖1中的第一個方框表示各內生變量對居民消費價格通脹率的一個標準差大小的隨機新量的反應。從中可以看出，消費價格通脹率本身對它的反應是：開始時增加，然后下降，下降后再上升。這說明無論是抑制消費價格通脹率的直接沖擊，還是刺激它的直接沖擊，都不可能長期有效，只能導致它的波動。固定資產投資的增長率對該沖擊的反應是：開始增加，然后持續增加，經過三年后增幅開始下降，四年以后增長率才開始下降。這表明居民消費價格指數的一次偶然上升對固定資產投資的利好影響可達四年之久。貨幣增長率對該沖擊的反應是；開始時以較小的幅度增加，然后緩慢增加，到第四年后慢慢下降。這說明該沖擊對貨幣增長率的影響不大。

圖1中的第二個方框表示各內生變量對固定資產投資的增長率的一個標準差大小的隨機新量的反應。從中可以看出，消費價格通脹率對它的反應是：開始時下降，然后持續下降，直到第三年才開始上升。這說明固定資產投資的一個增長性沖擊會在一兩年時間內導致消費價格指數的下降，產生這種現象的原因可能是居民購置房產的支出被劃入固定資產投資中，而當居民把收入用于房產支出后，將會削減消費支出，從而產生如圖1所示的響應。固定資產投資的增長率對自身的一個直接沖擊的反應在第一期與第二期的反應都很強烈，到第三年才開始下降。這說明，投資行為往往是蜂擁行為。而貨幣供給的增長率表現仍很平靜。

圖1中的第三個方框表示各內生變量對貨幣供給增長率的一個標準差大小的隨機新量的反應。從中可以看出，消費價格通脹率對它的反應是：開始時下降，然后持續下降，但降幅一直較小，而且是越來越小直到第三年才開始上升。這說明貨幣供給的一個增長性沖擊，會在一兩年時間內導致消費價格指數的下降，產生這種現象的原因可能是當貨幣量突然增加時，居民并不敢肯定這是永久性增加還是暫時性增加，所以，在開始階段，居民可能不敢貿然增加消費支出，反而減少開支的增幅，直到三年以后，才敢增加開支的增幅。固定資產投資的增長率對該沖擊的反應在第一期與第二期也都比較強烈，到第三年才開始下降。這再次說明，只要突然出現投資的利好機會，投資行為仍然是一哄而上。而貨幣供給的增長率對自身的沖擊表現得依然很平靜。

表5顯示了方差分解的結果。

從表5中可以看出：第一，對居民消費價格通脹率的一個標準差大小的隨機新量，其標準差從第二年開始主要由固定資產投資的增長率所感應，其所占比例均在69%以上。

第二，對貨幣供給增長率的一個標準差大小的隨機新量，其標準差主要被固定資產投資增長率和居民消費價格通脹率所感應。

第三，對固定資產投資的一個標準差大小的隨機新量，其標準差主要也是由固定資產投資增長率所感應，其所占比例在60%以上，其次是居民消費價格通脹率，其比例在3%到30%之間。

第四，貨幣供給量的增長率在感應隨機新量的標準差時所占比例均很小。方差分解的結果與脈沖響應函數的結果相同。

五、結論與政策建議

根據以上分析，可以得到如下主要結論：第一，消費價格指數對本身的沖擊是敏感的，其反應方向在第一年與該沖擊相同，而在第二年與該沖擊相反。但模型中的外生變量如糧食種植面積的減幅、國外通脹率和燃料動力通脹率對消費價格指數的直接沖擊并不顯著。

第二，消費價格指數對固定投資增長率的滯后一期的反應是顯著的，而固定資產增長率對滯后一期的糧食種植面積的減幅又是顯著的，在這里出現了一個從糧食種植面積減少到消費價格指數上升的傳遞機制：第一年糧食種植面積減少，第二年固定資產投資增幅增加，第三年消費價格指數上升。

第三，貨幣供給量的增長率的變化對消費價格指數的影響并不顯著，而它的一個標準差大小的隨機新量對固定資產投資增長率有較大的正面影響。這樣又出現了一個由貨幣供給量的增長率的隨機新量到消費價格通脹率的傳導機制：貨幣供給量的增長率的一個不能被公眾預測的突發性變化（隨機性意味著不可準確預測）引發固定資產投資增長率的一個相同方向的強勁變化，從而引發下一年消費價格通脹率的同方向變化。

第四，固定資產投資增長率對消費價格通脹率和貨幣供給增長率的隨機新量的反應都是相當敏感和強勁的。這說明固定資產投資增長率具有不穩定性和跟風性。因此，在投資行為中有非理性因素的存在。

第五，貨幣供給量的增長率對隨機新量表現出超常的平穩。這說明我國貨幣政策確實是很穩健的。但對美國的通脹率表現出一定的同向性，這可以從表4中美國通脹率前的系數的估計值及t統計量看出。

根據這些結論，我們認為：

第一，當前CPI上漲的壓力，有一部分來自于糧食和能源供給沖擊后的釋放，而更大程度上來自于固定資產投資所帶來的沖擊。因此，應當充分認識當前CPI上漲的根源，穩定人們的通脹預期，而這又依賴于政策層面上前后的穩健性。

第二，由于存在消費價格指數上升的兩種間接傳導機制，所以一方面應當加強對土地開發利用的管理，抑制耕地面積下降的勢頭；另一方面，通過靈活運用隱蔽性較強的貨幣政策調節貨幣供給量。更由于貨幣政策的時滯性，通過用加息來緩解通脹壓力時一定要小心從事，切不可冒進。

第三，固定資產投資特別是當前房地產市場過熱與糧食種植面積的減少和CPI上漲之間有一定的內在聯系，因此，政府應當采取有力措施壓房價以減CPI上漲，同時加強對政府投資特別是地方政府投資的管理，建立公正透明的政府投資招標制度，抑制固定資產投資的波動，減少固定資產投資中的非理性因素。

注釋：

①周浩，朱啟貴.外匯儲備快速增加與物價指數變動［J］.財經科學，2006(6)

④⑥⑦⑧⑩新華網http://www.xinhuanet.com/.

②王少平，李子奈.我國貨幣需求的協整分析及其貨幣政策建議［J］.經濟研究，2004(7)

③劉輝霞.為什么中國經濟不是過冷就是過熱［J］.經濟研究，2004(11)

⑤安佳.當前外匯儲備積累過度引致的問題及應對策略［J］.山東社會科學，2005(7)

⑨李敬輝，范志勇.利率調整和通脹預期對大宗商品價格波動的影響——基于中國市場糧價和通貨膨脹關系的經驗研究［J］.經濟研究，2005(6)

(作者簡介：周啟紅，武漢科技學院外經貿學院院長、副教授，研究方向：經濟增長與發展 湖北武漢430020)

(責編:賈偉)

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。