基于ＥＣＭ模型的中國通貨膨脹成因分析

摘 要：中國目前又面臨著新一輪的通貨膨脹，掌握通貨膨脹的原因是有效治理通貨膨脹的前提。利用一個誤差修正模型（ECM）對中國通脹的原因進行實證研究結果表明，糧食價格上漲、工業品價格上漲、國際大宗商品價格上漲和貨幣供給的增加都是影響中國通貨膨脹的因素。

關鍵詞：通貨膨脹成因；ECM模型；動態分析

中圖分類號：F822.5 文獻標識碼： Ａ 文章編號：１００３－３８９０（２００8）11－００05-05

一、研究背景與文獻綜述

2007年7月，中國的CPI同比增長5.6%，出現通貨膨脹的端倪，在其后的時間里，更是一路攀升，在2008年2月達到了8.7%，截至2008年7月，一直沒有低于5.6%的水平。毫無疑問，中國正面臨新一輪的通貨膨脹。

雖然中國以前也經歷數次通貨膨脹，中國的經濟學家對通貨膨脹成因的認識不斷深入，但是在歷次的通貨膨脹中，從來沒有對通貨膨脹的原因達成過一致的意見。總體來說，對中國通貨膨脹的原因的分析，有以下幾種觀點。

（一）貨幣學派的觀點

貨幣學派是從總量關系入手，認為任何通貨膨脹背后總會有貨幣和總量失衡方面的基本根源，從總需求及其相聯系貨幣擴張角度解釋通貨膨脹成因，并側重從貨幣政策等總量管理方面探討應對政策。

劉金全等（2004）以1982年1月-2004年3月M0和M1月度同比增長率的數據為基礎進行分析，發現貨幣供給增長率和通貨膨脹之間不存在顯著的協整關系。張文剛以1981年1月-2002年6月通貨膨脹率與M1的月度同比增長率進行實證分析，發現二者之間不僅存在長期均衡關系，也存在短期誤差修正機制，不過二者之間的影響關系依賴總供給與總需求之間的相互制約。劉霖、靳云匯（2005）利用1978-2003年的數據進行分析，沒有發現在長期內貨幣供應增長率影響通貨膨脹的證據，認為在經濟的貨幣化進程中，貨幣供應增長率的提高并不一定導致通貨膨脹，貨幣化程度的提高使得貨幣流通速度逐年降低，大量的貨幣增量被經濟消耗了。

（二）結構型通貨膨脹

“結構性通貨膨脹”往往通過CPI增長構成來尋求通貨膨脹根源，但CPI本身已是綜合各種商品價格指數并進行加權平均的結果，意在反映價格總水平上漲。強調結構因素，用特定商品相對價格變動解釋一般物價變動存在局限性。“核心通貨膨脹不高”是與結構性通貨膨脹相聯系的常見說法，但大家會發現有一部分通貨膨脹因素永遠不能計算到核心來，這樣理解核心通貨膨脹指標，會人為延誤對通貨膨脹早期的及時治理。

糧價上漲導致通貨膨脹的理論基礎和傳導機制包括以下幾個方面（盧鋒等，2002）：第一，由于收入、人口增長等原因，糧食需求上升較快；第二，由于農業結構性原因，糧食生產不能與需求增長保持同步，它與第一條結合在一起，表現為國內生產和需求不平衡；第三，由于糧食凈進口受到控制，國內糧食產出與需求缺口不能被凈進口上升所彌補，糧食相對價格會不斷上升；第四，糧食產出價值量在國內生產總值中、糧價在一般物價指數中都占有很大份額。如果這四個條件長時期同時成立，在邏輯上有理由相信，糧價上漲會導致通貨膨脹。如果上述假設在某個時期內成立，也可能出現階段性糧價上漲導致通貨膨脹的情況。

（三）成本推動型通貨膨脹

該種觀點認為，上游投入品價格的上漲引起下游產品價格的上漲，從經濟指標的具體表現來看，就是PPI和CPI都出現上漲的情況，當然二者的上漲基本不會是同期的，存在一定的時滯（左小蕾，2008；汪同三，2007）；導致上游產品價格上漲的一個重要原因在于中國快速發展過程中勞動力成本的大量增加，沿海地區勞動力短缺的現象顯示了工資上漲的壓力。新《勞動合同法》的實施，從保護勞動者權益角度作出的法律規定，包括最低工資制度以及其它一些保障性制度安排，使工資增長的預期增加。

（四）輸入型通貨膨脹

過去5年前后，中國精煉銅、原鋁、石油、鐵礦石等大宗商品消費增量對世界需求增長平均貢獻率為56.5%，這意味著中國對于這些原材料國際價格上漲客觀上具有較大影響。

對國際大宗商品價格的變化導致中國通貨膨脹變化的研究主要集中在國際石油價格變動對中國通貨膨脹的影響。何曉群和魏濤遠（2002）通過一個一般均衡模型對世界油價上漲對中國經濟的影響進行了剖析，定量研究了在中國油價與世界油價實現完全接軌時中國經濟的變化情況。孫穩存（2007）通過實證研究發現，能源對中國經濟的波動具有重要的影響，中國能源價格上升10%，當年的通貨膨脹率大約上升0.29%，國際石油價格上升100%，將導致中國物價出現溫和上升，上升幅度不超過1%。

筆者認為，以上各種觀點都在一定程度上闡釋了中國通貨膨脹的可能成因，但是更為關鍵的問題在于，不同的因素對通貨膨脹的影響程度是不同的，找到影響通貨膨脹的主要因素才能以更低的成本，更為快速和有效地治理通貨膨脹。正是基于此，筆者考慮所有可能定量化的影響因素，通過建立一個通貨膨脹決定的誤差修正模型，分析不同因素對通貨膨脹貢獻的差異，在此基礎上提出有的放矢的政策建議。

二、指標選取與數據說明

我們采用通常的做法，選取CPI的上年同期增長率作為通貨膨脹的指標，CPI和RPI相比的優勢在于，CPI不僅反映了實物商品的價格，而且反映了服務的價格，而RPI只能反映實物商品的價格。

我們選取M2的增長率作為貨幣供給的指標，這是因為隨著金融創新的深入，M1只能反映部分的貨幣供給，不能全面涵蓋基礎貨幣供給變化后，貨幣乘數的全部作用。我們使用CRB指數反映價格水平的國際傳導。CRB指數是由美國商品調查局（Commodity Research Bureau）依據世界市場上22種基本的經濟敏感的大宗商品價格編制的一種期貨價格指數，通常簡稱為CRB指數。由于它反映了國際上交易活躍的大宗商品期貨的價格，而期貨價格和現貨價格有同方向變動的特點，所以用這一指標能較好地衡量通貨膨脹的國際傳導。

由于勞動力價格上升，企業設備利用率增加引起的折舊增加，增加了企業的成本。這一成本的增加，我們使用PPI來衡量。由于目前缺乏可信且連續的糧食價格的月度數據，因此對于糧食價格的上漲，我們直接使用居民食品消費價格指數來衡量。（所有數據均為月度數據，數據區間為1997年1月-2008年6月。其中，CRB來自美國商品調查局官方網站，其它數據均來自中經網統計數據庫。）

三、中國通貨膨脹成因的計量模型

（一）平穩性檢驗

在以往對時間序列數據的經濟計量建模中，都暗含著時間序列存在著動態穩定的假設，而實際上，經濟時間序列常常都是非平穩的，基于穩定假設下對非平穩時間序列建模，可能會產生偽回歸的問題，Granger（1981）提出的協整技術解決了非平穩時間序列的建模問題，協整關系是描述時間序列長期關系的一種統計性質，如果非平穩序列之間具有協整關系，那么就可以避免偽回歸。確定數據是否為平穩序列的方法有圖示法和單位根檢驗法兩種。

為控制高階序列相關，假設y服從AR（p）以及調整檢驗方法來對高階相關進行參數糾正。

DF檢驗只能對存在一階序列相關的變量進行單位根檢驗，如果序列存在高階滯后相關，就會違背干擾項是白噪聲的假設。ADF檢驗是在DF檢驗的基礎上，通過在回歸方程右邊加入因變量y的滯后差分項來控制高階相關，檢驗方程為

?駐yt=?茁0+?茁1yt-1+?琢1t+?著t+?啄1?駐yt-1+……+?啄p-1?駐yt-p（1）

?茁0、?茁1、?琢1，?啄1…?啄p為參數，隨機誤差項?著t為獨立同分布的白噪聲。原假設H0：?茁1=0，即yt為非平穩的單位根過程。本文采用Mackinnon臨界值，對?駐yt-p的最優滯后階數的選擇標準為，在保證殘差項不相關的情況下，使用AIC和SC準則作為最優滯后階數的標準，能夠使兩個準則的值同時最小的滯后階數為最優，即模型最有效地利用數據中的信息。

ADF檢驗以及PP檢驗都須確定檢驗方程中是否要加入截距項或時間趨勢，因為包含這兩項或其中的一項，與沒包含的情形下相比，?茁1的t統計量的臨界值是不同的。本文根據時序圖來進行判斷：如果時序圖表現出了趨勢（無論是確定趨勢還是隨機趨勢）的特點，檢驗方程中就同時包括截距和時間趨勢；如果時序圖沒有表現出任何趨勢但具有非零均值，則檢驗方程中只包括截距；如果時序圖在零均值附近波動，則檢驗方程中既不包括常數也不包括趨勢。本文對檢驗方程具體形式的選擇見表1。

（二）長期均衡關系（協整）檢驗

本文采用Johansen極大似然法來對協整關系進行檢驗。

考慮階數為p的VAR模型：

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+?著t（2）

其中，yt是一個含有非平穩的I（1）變量的k維向量；xt是一個確定的d維向量，?著t是擾動向量。在式（2）兩端同時減yt-1，我們可把VAR模型改寫為以下形式：

?駐yt=∏yt-1+?祝i?駐yt-i+Bxt+?著t（3）

其中：∏=Ai-I，?祝i=-Aj（4）

Granger定理指出：如果系數矩陣∏的秩r＜k，那么存在k×r階矩陣?琢和?茁，它們的秩都是r，使得∏=?琢?茁′，并且?茁′yt是穩定的。其中，r是協整關系的數量（協整秩），?茁′為協整向量矩陣，?琢為向量誤差修正模型中的調整參數矩陣。

Johansen檢驗的思想在于將對yt的協整檢驗轉化為對矩陣∏的分析。具體地，就是在無約束VAR的形式下估計∏矩陣，然后求出?茁，從而檢驗出協整秩，（秩（∏）=r＜k），得出協整向量。

因為矩陣的秩等于它不為0的特征根的個數，因此可以通過檢驗∏的特征根的顯著性來獲得協整向量的個數，在實踐中，采用特征根跡檢驗和最大特征根檢驗來對特征根個數進行顯著性檢驗。

?姿trace=-T1n（1-i）（5）

?姿max=-T1n（1-r+1）（6）

其中，i為從估計∏矩陣得到的特征根的估計值，T為可用的樣本數。?姿trace為特征根跡統計量，其零假設為：不同協整向量的個數小于等于r。?姿max為最大特征根檢驗，其零假設為：協整向量的個數等于r。

協整檢驗對檢驗方程中差分項的滯后階數非常敏感，因此必須確定合理的滯后階數p。根據通常的做法，我們首先用不經差分的數據估計一個VAR模型，然后運用與無約束VAR模型一樣的滯后長度檢驗方法，即AIC信息準則和SC信息準則來確定最佳滯后長度。結果顯示，在無約束的VAR下，最佳滯后階數為2階。

確定滯后階數后，還要確定數據中或協整方程中是否包含截距項或時間趨勢。按照是否包含截距項或時間趨勢，用于協整檢驗的模型基本可分為以下幾類：第一，數據中無線性趨勢，協整方程中不包括截距項和趨勢項；第二，數據中無線性趨勢，協整方程中包括截距，但不包括趨勢項；第三，數據中有線性趨定趨勢，協整方程中包括截距項，不包括趨勢項；第四，數據中有線性趨勢，協整方程中包括截距和趨勢。經過觀察數據特征并進行假設檢驗，本文選擇第三種類型的模型進行協整檢驗，其結果如表2所示。

從結果中我們可以看到，在5%的顯著水平下，當原假設為r=0，?姿trace的值大于5%下的臨界值（89.62565>47.85613），所以拒絕不存在協整的原假設；同時，當原假設為r?燮1，?姿trace的值小于5%下的臨界值（24.40582<29.79707），所以接受協整關系小于等于1的原假設。?姿max檢驗也具有一致的結果。綜合以上兩種情況，我們可以得到結論，通貨膨脹與糧食價格、國際大宗商品價格以及貨幣供給存在協整關系。同時，可用求得標準化的協整向量為（1.00000，０.３２８２３９，－０.０００３４６，０.０５５６８３）。

（三）通貨膨脹成因的誤差修正模型

根據Granger表示定理，協整系統有三種等價的表達形式，向量自回歸（VAR）、移動平均（MA）和誤差修正模型（ECM），其中，誤差修正模型既可以表示出長期均衡，也可以表示出變量對長期均衡的偏離，因此應用較普遍。向量誤差修正模型（VECM）是對諸變量施加了協整約束條件的向量自回歸模型（VAR），因此適用于具有協整關系的非平穩序列。VEC表達式會限制內生變量圍繞其長期行為進行短期動態波動。兩變量的協整系統的ECM的表達式為：

?駐yt=?琢0+?琢1i?駐xt-i+?琢2j?駐yt-j+?酌（yt-1-?茁xt-1）+?著t（7）

基于我們前部分的協整方程，對通貨膨脹及其影響因素構成的協整系統的ECM形式為：

D（inf）t=?琢0+?琢1iD（inf）t-i+?琢2iD（fpi）t-i+?琢3iD（M2）t-i+?琢4jD（CRB）t-i+?酌·ecmt-1+?著t

ecmt-1=inft-1-?茁1fpit-1-?茁2M2t-1-?茁3CRBt-1

其中，Dinf表示通貨膨脹的差分，其它項中的D也表示差分。ecm表示誤差修正項，對應于一般模型中的yt-1-?茁xt-1項。

使用我們建立的ECM形式的協整系統，進行估計后的結果為：

D（inf）t=-0.022584-0.061006ecmt-1+0.096584Dinft-1+0.039754Dfpit-1+0.033379Dm2t-1+0.008175DCRBt-1

e c m t = i n f t -0 . 0 8 5 2 7 7 f p i t - 0 . 4 1 5 3 2 0 2 m 2 t -0.033686CRBt

從估計結果可以看出，中國的通貨膨脹與糧食價格、貨幣供給、國際大宗商品價格具有長期的均衡關系，當短期動態變動偏離長期均衡關系時，以-0.061006的調整系數向均衡關系調整。中國的通貨膨脹具有很強的慣性，上期的通貨膨脹變化對當期的通貨膨脹影響最大，而糧食價格上漲對通貨膨脹的影響次之，貨幣供給量的增長是第三位的原因，國際大宗商品價格上漲對中國通貨膨脹的影響最小。

（四）各因素對通貨膨脹的動態影響

我們使用脈沖響應函數來反映不同因素對通貨膨脹影響的動態效應。脈沖響應函數描繪了在一個擾動項上加上一次性的一個沖擊（one-time shock），對于內生變量的當前值和未來值所帶來的影響。

從圖1可以看出，糧食價格（FPI）、工業品價格（PPI）、國際大宗商品價格（CRB）以及貨幣供給量的增長（M2G），會引起通貨膨脹率在未來的長期增加，而且這種增加會持續30個月。

但在較短的時期內，不同因素的影響是不同的。從圖A可以看到，糧食價格的一次上漲對通貨膨脹的影響，在前5個月內是逐漸增加的，在第5個月達到影響的最高峰，然后這種影響會趨于下降，但其影響一直為正。圖B和圖C表明，貨幣供給增長率和工業品價格的上漲對通貨膨脹的影響是一直增加的，這明顯不同于糧食價格上漲的情況。圖D反映出，國際大宗商品的價格上漲在前4個月竟然導致了國內通貨膨脹的下降，然后才出現上升的情況。這其中可能的原因在于，通貨膨脹的國際傳導會有幾個月的滯后。因為大宗商品的國際貿易從重新談判到簽訂新的合約，需要一定的時間。

四、結論及政策建議

中國的通貨膨脹是多因素共同作用的結果，這些因素包括糧食價格上漲、工業品價格上漲、國際大宗商品價格上漲和貨幣供給量的增加。這說明，要解決中國通貨膨脹問題，就要針對不同的影響因素，分別采取不同的政策措施，才可能有效地抑制通貨膨脹。

對于糧食價格上漲的因素，政府要允許糧食價格的適當上行，這種方法看似會助長通貨膨脹，但實際上只會引起糧食供給的增加，進而通過市場的調節來平抑糧食價格。這背后的原因在于，糧食價格的一定幅度的上漲會給農民一個下一年糧價繼續上漲的預期，在這種預期下，會增加對糧食種植的投入。如果沒有嚴重的自然災害，糧食產量必定大大增加，而糧食的需求是比較穩定的，所以，在實現供求平衡的情況下，糧食價格自然就會回落。

工業品的價格上漲實際反映出的是中國的工業生產依然處于粗放式的方式，必須依賴勞動力、礦產、能源等的廉價才能生存和發展，一旦這些要素的價格上漲，馬上就引起了成本的大幅度增加。這其實正是中國實現經濟發展方式轉變的良好契機。政府可以通過對集約型企業實行補貼或稅收減免的方式來促進集約型企業的發展，同時加快對粗放型企業淘汰的步伐，實現產業結構升級。由于集約型企業對勞動力和自然資源的依賴較少，因此粗放型企業的快速淘汰和集約型企業的迅速升級會帶來工業品價格的下降，即使是出現上升，那反映的也是產品質量的提高。

中國在大宗商品國際貿易中具有舉足輕重地位。中國對大宗商品需求的突然增加必然會導致大宗商品的價格上漲，這就會出現，什么貴中國就買什么的奇異現象。實際上，如果我們能夠及時地把對大宗商品的未來需求信息傳遞給國際市場，例如中國糧食的庫存量的確切數量及其所能反映出的中國糧食在未來的供求缺口，那么商品的國際生產者就會增加供給，國內的需求增加基本不會引起國際大宗商品價格的上漲，也就不會助長國內的通貨膨脹。因此，這是一個較少信息不對稱的政策建議。

每當通貨膨脹來臨時，央行就會收緊銀根。但是，通過上述分析我們看到，單單有中央銀行從總量上減少貨幣供給并不能更有效地降低通貨膨脹；而且中國中央銀行除了穩定價格水平外，還有促進經濟增長的目標，目標的雙重性使央行的貨幣政策操作空間大受限制。所以，貨幣政策與其它政策的協調、加強中央銀行的獨立性以及政策目標的單一性，是貨幣政策能更有效地控制通貨膨脹的前提。

參考文獻：

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責任編輯：孫飛

責任校對：武玲玲