基于VAR模型視角下的我國通貨膨脹研究

魏蓉蓉

0 引言

通貨膨脹問題一直是宏觀經濟領域研究的重點，居民消費價格指數(CPI)是反映居民家庭所購買的生活消費品和服務價格水平變動趨勢和程度的相對數，通常作為衡量通貨膨脹水平的重要指標。金融危機后我國居民消費價格指數一度處于低迷狀態，整個2009年基本處于負值，2010年5月我國CPI同比增長率為3.1%，這是自08年11月以來首次突破3%警戒線，而從2010年6月起，CPI開始呈現環比增長態勢，這都表明當前我國存在一定的通脹壓力。溫家寶總理也在政府工作報告中提出要把穩定物價總水平作為宏觀調控的首要任務。本文擬通過計量檢驗弄清影響近期我國CPI連續上漲的原因，為防止通脹抬頭做準備。

1 變量說明和數據選擇

圍繞通貨膨脹問題，國內學者進行了大量的實證和理論研究，但很少同時從需求、成本及貨幣供給等多方面來研究對通脹的短期、長期影響，本文欲將這些因素納入通脹成因加以分析。

1.1 方法闡述

本文試圖從貨幣發行量、成本及投資等方面來對我國近年來通貨狀況的變動進行研究，來弄清本輪價格上漲的原因。以通貨膨脹率、廣義貨幣供應量、工業品出廠價格指數和固定資產投資作為內生變量，而影響通貨膨脹的其他諸多因素作為隨機項,建立向量自回歸(VAR)模型，在VAR模型的基礎上進行Johanson協整檢驗、脈沖響應函數和方差分解等，最后構建向量誤差修正模型(VEC)并進行變量外生性檢驗，考察和分析通貨膨脹變量和其三個影響因素間的長期均衡、短期動態及因果關系等。樣本數據區間為2006年1月-2010年12月的月度數據，樣本數共60個，分析軟件采用Eviews5.0。

1.2 變量選取

(1)消費者物價指數CPI

CPI是衡量各個時期居民實際生活費用支出變動的指標，很多國家都采用消費者物價指數作為測算價格水平和衡量通貨膨脹的指標。本文采用CPI增長率作為自變量，記為CPI。

(2)廣義貨幣供應量M2

在貨幣供給導致通脹方面，本文選用M2作為解釋變量。廣義貨幣供應量M2包括狹義貨幣和準貨幣，和M0、M1相比，M2更具外生性，可以反映社會總需求變化和未來通脹壓力狀況。

(3)生產者價格指數PPI

在成本推動型通脹方面，考慮到PPI對CPI的價格傳導關系，采用PPI的變化率作為解釋變量。PPI也叫工業品出廠價格指數，是判斷市場價格的一個先行指標，成本上漲所引起的能源、原材料等工業品價格的上漲最終會傳導到消費品價格上。

(4)固定資產投資INV

在分析需求拉上型通貨膨脹方面，考慮投資拉動型通脹，由于我國沒有逐月公布國內總固定資產投資情況，所以采用占我國國內總投資絕大比重的城鎮固定資產投資完成額來替代，記做INV。

1.3 數據說明

2006年1月至2010年12月的CPI月度同比數據來源于中經專網統計數據庫,M2月度數據來源于中國人民銀行，PPI月度同比數據來自于中華人民共和國統計局網站。由于國家統計局公布的固定資產投資數據是月度累計數據，即2-12月份的累計數據，因而只能推算出3-12月份的月度固定資產投資數據，為了得到1、2月份的數據，根據3-12月份的月度數據，利用幾何平均法，計算出固定資產投資的平均發展速度，然后用3月份固定資產投資數據除以平均發展速度，便得到2月份的固定資產投資數據，再用得到的2月份的固定資產投資數據除以平均發展速度，從而得到1月份的固定資產投資數據。

CPI以2005年為基期，假設該年各月CPI初始值為100，通過2006年1月至2010年12月的月度同比CPI連乘計算得到該期間定基CPI。PPI也采取同樣方法得到整個樣本期2006年1月至2010年12月的定基PPI，M2、INV則相對應地以2006年各月的價格表示。另外為消除季節變動因素對時間序列數據的影響，采用Census x12的乘法模型對各M2和INV變量進行季節調整（CPI、PPI由于是月度同比數據不需要進行季節調整），得到序列為M2_P_TC和INV_P_TC。最后，對M2_P_TC和INV_P_TC進行對數化處理以消除異方差的影響。

2 實證研究

2.1 ADF單位根檢驗

由于上述變量的數據均為時間序列數據，為防止出現時間序列數據的非平穩性而導致的偽回歸現象，首先對各單變量進行ADF平穩性檢驗。檢驗結果如下（見表1）

表1 ADF單位根檢驗結果

從上表可以看出，這些序列都是一階單整序列I(1)，即它們本身都是非平穩時間序列，而其一階差分序列都為平穩時間序列，滿足協整檢驗前提。

2.2 VAR模型滯后階數的確定與穩定性檢驗

滯后階數的選擇可能影響VAR模型的估計結果，可以根據似然比統計量（LR）、赤池信息準則（AIC）和施瓦茨（SC）準則等5個評價指標來確定最佳滯后階數。從表2可以看出，在5個評價指標中均認為應該建立VAR（2）模型。

表2 VAR模型滯后期選擇

VAR模型具有穩定性是模型適用的前提,模型穩定的充要條件是所有特征值都在單位圓內,或者特征值的模都小于1。本文通過AR根圖對模型進行平穩性檢驗,得到單位圓曲線以及模型所有特征根的位置圖，得出模型中不存在大于1的特征根,因此VAR（2)是一個非常穩定的模型。

2.3 Johansen協整檢驗

Johansen檢驗是以VAR模型為基礎進行的回歸系數檢驗，它不同于單方程基于回歸殘差序列的檢驗，適合于多變量協整。

跡統計量和最大特征值統計量檢驗方法的結果同時表明，CPI、M2、PPI和INV這4個變量在5%的顯著水平上存在1個協整向量，對系數進行標準化后的協整方程為:

表3 協整檢驗結果

此方程即是反映通脹率和相關經濟變量的長期均衡關系的方程,由方程可知我國CPI變動與廣義貨幣供應量、生產者價格指數的變動及固定資產投資之間存在長期均衡關系。括號內為t值，表明LOG(M2_P_TC)、PPI和LOG(INV_P_TC)均在5%顯著性水平下通過t檢驗。模型中各項系數的符號也均與經濟理論保持一致。

2.4 經濟變量隨機波動影響CPI的動態過程分析

(1)脈沖響應（IRF）

脈沖響應函數可以分析模型受到某種沖擊時對系統的動態影響，為一個變量作用于另一個變量的動態特征提供更多的信息。我們以VAR(2)模型為基礎，采用Cholesky分解技術，分析M2、PPI和INV分別產生一個標準差大小的新息沖擊時,對CPI的當期值和未來值所產生的影響，分析結果如下。

圖1 CPI的脈沖響應函數

上左圖表示了CPI對自身的一個標準差新息的反應。從圖中可以看出，CPI對自身的沖擊表現為正向響應，但這種沖擊反應大致呈逐漸縮小趨勢。這表明貨幣供應量、投資及來自成本方面的因素具有時滯效應，對CPI的沖擊將越來越明顯。從上右圖可以看出，當在本期給貨幣供應量一個正沖擊后，通脹率由于時滯的原因在14個月后開始為正，之后保持平穩。這與經濟理論是相吻合的，根據貨幣主義對通脹的解釋，過剩的貨幣首先流向非實體經濟，由于貨幣傳導機制的滯后，物價可以暫時比較穩定，當大量貨幣進入產品市場時，過剩貨幣流動性追逐有限商品，就可能引發通脹。

下左圖顯示了工業品出廠價格指數的沖擊效應，給PPI一個標準差大小的正向沖擊后，CPI在第5～17期表現為負響應，這可能是由于政府對上游資源價格的管制，影響了PPI對CPI的迅速傳導。在第17期后PPI對CPI開始表現出穩定的正向推動作用，這說明上游產品價格的上漲通過增加企業生產成本等途徑推動下游產品價格上漲,引起CPI的上升。從下右圖可以看出，固定資產投資的正向沖擊導致CPI在短期內的上下交替波動，隨著時間的推移，波動的幅度越來越小，但對通脹率的總體影響為正。說明投資增加帶動總需求的增加，從而引起CPI的上揚。

(2)方差分解

方差分解是把系統中每個內生變量的波動按其成因分解為各方程新息(隨機誤差項)相關聯的組成部分,從而了解各新息對內生變量的重要性。本文運用方差分解法分析廣義貨幣供應量、生產者價格指數及固定資產投資因素對通貨膨脹的沖擊大小，實證結果見表4。

表4 CPI的方差分解

從以上的方差分解結果可以看出，在不考慮通脹率自身的貢獻率情況下，貨幣發行量、工業品出廠價格指數和固定資產投資對通脹率的貢獻度差不多，分別約為10%、8%和12%。

2.5 向量誤差修正模型

如前通過對M2、PPI和INV與CPI進行協整檢驗，發現它們之間存在長期均衡關系，但這種長期穩定關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持，任何一組具有協整關系變量都存在誤差校正機制。為研究變量之間的短期動態關系，需在協整方程的基礎上進一步建立VEC模型，即CPI變動的動態函數。本文VEC模型的回歸方程如下：

注：方括號內是t值

ECMt-1為誤差修正項,表示t-1時CPI對均衡水平的偏離,其系數為負，符合誤差修正的反饋機制；系數通過顯著性檢驗,表明CPI在短期具有向長期均衡水平調整的動態調節機制。當短期波動偏離長期均衡的時候，將以0.065921的力度進行調整，以保證CPI、廣義貨幣供應量、工業品出廠價格指數和固定資產投資的長期均衡狀態。從回歸結果看,CPI的短期變動主要由滯后一期的自身變動、PPI和M2變動決定，滯后一期的INV對CPI的影響沒有通過顯著性檢驗。另外,從R2和F值來看,模型的擬合效果和整體顯著性并不理想。

2.6 基于VEC模型的變量外生性檢驗

本文采用Block-Exogeneity-Wald檢驗方法對VEC模型的變量外生性進行檢驗，以進一步揭示各變量之間的動態聯系。變量外生性檢驗的本質是基于多元VAR模型的格蘭杰因果關系檢驗,檢驗原理是：如果系統中某一分量的變動對VEC模型預測效果無顯著影響，則可以將該變量從系統中予以排除。原假設認為被檢驗變量不是VEC模型中各分量的Granger原因，采用的是Wald統計量，趨于 χ2（P）分布，p是滯后期,也是統計量的自由度，表5給出了在5%的顯著水平下的檢驗結果，即認為被檢驗變量是VEC系統中特定分量變動的原因。

表5 VEC模型的變量外生性檢驗結果

從表5可以看出，被檢驗變量CPI不是VEC模型中貨幣供應量、工業品出廠價格指數和固定資產投資Granger原因的原假設被拒絕，同時三者的聯合檢驗也不能接受原假設，即三個變量不能被排除，它們可以用來解釋CPI的短期波動。

3 結論和對策建議

從通脹率和廣義貨幣供應量、生產者價格指數的變動及固定資產投資之間的長期關系來看，它們之間都具有非平穩性特征，但是它們之間卻存在長期穩定的均衡關系；從通脹率和M2、PPI和INV之間的短期聯系來看，它們之間具有動態調整機制，誤差修正項的存在能夠保證長期均衡狀態的自動實現；從通脹率對M2、PPI和INV的隨機沖擊做出響應的動態過程來看，通脹率對各變量的沖擊整體表現出正響應,這符合貨幣供應量、生產者價格指數的變動和固定資產投資對通脹率的影響。

如弗里德曼所說，通貨膨脹無論任何時候都是一種貨幣現象，我國貨幣投放量增速的提高會在一定程度上推升物價指數。為應對金融危機對我國經濟的負面影響，2009年我國實施了適度寬松的貨幣政策，向市場注入了大量的流動性。貨幣供給的大幅增加、信貸規模的迅速擴張，有力地刺激了經濟，防止經濟下行風險，但是流動性過于寬松成為滋生通脹的溫床。2009年貨幣供給的快速擴張所累積的通脹壓力，已經在2010年下半年開始顯現。另外，我國貨幣投放量增速超過GDP增速，目前這種趨勢還在進一步擴大，根據人民銀行和國家統計局公布的數據，2010年12月末72.59萬億元，2010年GDP為39.8億元人民幣，超發貨幣達32.79萬億元。

固定資產投資過快增長,增加對燃料、能源、原材料的需求，助推上游產品的價格上漲，拉動土地、勞動力等生產要素成本上升，進而引起多種產品價格上漲，增加引發通貨膨脹的可能性。2008底我國中央政府推出了4萬億拉動內需投資方案，分兩年實施。2009年全國城鎮固定資產投資完成額累計達194138.62億元，同比增長30.5%；2010年全國城鎮固定資產投資完成額為241414.93億元，同比增長24.5%。根據投資乘數原理，投入一筆投資可以帶來數倍于這筆投資的國民收入的增加，所以4萬億投資所拉動的總需求增長將遠遠大于原計劃，社會總需求增加所帶來的通脹壓力不容小視。此外，高投資增長率容易形成投資膨脹局面，加劇能源、原材料的供需矛盾，放大通脹風險。

生產要素需求旺盛和成本明顯上升,會對未來通脹形成較大壓力。近期CPI上揚主要因為食品和居住類價格上漲，而資源、能源、土地等要素成本的增加是食品和居住類價格上漲的主要原因。2010年12月份我國食品價格同比上漲9.6%，位居CPI八大類指標之首，究其原因是由于原材料價格的上漲引起了化肥、農藥等農資價格的上漲，農業生產成本的提高導致了糧食為主的食品類價格上漲。土地供給的日益稀缺、人們對于住房需求的不斷增加決定了土地和房地產價格的走強趨勢。加上近年來隨著我國居民消費結構的升級，居住類權重逐步增加，一路走高的房價通過CPI中的居住類價格而增加居民生活成本，推動CPI的上漲。2010年12月全國七十個大中城市房屋銷售價格指數同比上漲6.4%，2010年12月CPI中的居住類價格同比上漲6.0%。

在當前通脹預期持續攀升、通脹壓力日益明顯的形勢下，適度從緊的貨幣政策是當務之急，通過控制信貸規模、抑制貨幣供應量過快增長、適當加息或上調存款準備金率等手段來預防通脹風險。其次，協調投資和消費的關系，努力擴大居民消費，推動內需主導型經濟發展，深化投資體制改革，避免盲目投資、重復投資，改變經濟增長單純依賴投資的局面；最后，深化資源性產品價格和要素市場改革，使其能夠真正反映出供求情況和稀缺程度，有助于節約資源、提高資源利用率，緩解通貨膨脹壓力，實現2011年我國十項重點工作中的首條——保持價格總水平的基本穩定。

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