中国经济高位运行对近期通货膨胀压力的实证分析，本文主要内容关键词为：通货膨胀论文,实证论文,中国经济论文,高位论文,近期论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
[中图分类号]F822.5 [文献标识码]A [文章编号]1000-8306（2007）10-0045-08
一、文献综述
自2003年初，中国经济已逐渐摆脱通货紧缩的束缚，但随之而来的通货膨胀压力却日益增强，其加速上升的势头似乎大大超出了人们的预期。反映通货膨胀的经济指标居民消费价格指数（CPI），2007年7月份同比上涨5.6％，月环比价格上升0.9％，创造了近十年来最高纪录。与此同时，货币供给量也在高速扩张，2007年6月份的M2比上年同期增长17.06％，M1增长20.92％。经济理论与国内外经验告诉我们，当货币供给量扩张非常快的时候，或迟或早会产生通货膨胀压力。
因此，分析这一轮的通胀压力原因就显得很有必要。近年来，中国外汇储备增长迅速，在强制结汇制度下，巨额外汇占款便成为众矢之的。大多数学者将通胀压力归于增长异常的外汇储备。周浩、朱启贵（2006）运用多变量向量自回归模型的协整分析方法与向量误差修正模型对我国外汇储备与物价指数之间的关系进行了协整检验，结果表明外汇储备与物价指数之间存在着正相关关系，且长期内存在着稳定的均衡关系，外汇储备每增加1％，价格指数上涨0.09％。[1]（44-49）吴晓灵（2007）在第三届中国金融年会论坛上指出：“构成物价上涨压力的因素包括当前投资、信贷回落的基础还不稳固，国际收支不平衡等因素”。[2] 安佳（2005）认为，2004年我国物价指数的升幅为4.7％，从数字上尚且不足考虑，但是这个数字是中国政府采取了多种调控手段的结果，尤其是中央银行通过大规模的公开市场业务操作使货币回笼；实际上这种控制政策下的价格稳定并不表示价格上涨压力的减轻。[3]（43-45）
国家发改委与国家统计局侧重分析CPI构成，认为目前的物价上涨主要是结构性上涨，即物价上涨主要由食品价格上涨所推动。国家统计局（2007）发言人认为，近期国内肉禽及其制品、蛋类价格上涨的主要原因主要是粮食价格上涨，其他商品价格上涨并不突出。[4] 国家发改委（2007）则进一步指出食品价格上涨的主要原因有三个：国际市场价格的带动、生产成本推动与供求结构失衡。[5] 商务部部长助理黄海（2007）认为，“此次猪肉价格上涨，最根本的原因是猪肉供不应求。我国生猪以散养为主，由于信息传导不畅，经常发生“供不应求”和“供大于求”交替出现的周期性波动”。[6]
同时也有一些专家对目前的物价上涨表示了担忧。唐震斌（2007）认为虽然本轮物价上涨是由食品价格引发的，但其中包含了经济增长较快、货币投放过多、投资反弹压力较大、城乡居民收入上升、消费增速加快等诸多因素。[7]
二、理论分析与模型设定
（一）我们的观点
我们认为推动这次物价上涨的最直接因素是食品价格大规模上涨，但中国经济高位运行所释放出来的通货膨胀压力不容忽视。从2003年开始，我国经济进入了新一轮的景气周期，驱动经济增长的内生动力非常强劲，投资、消费、出口三大需求全面升温。如此高的经济增长速度必将刺激社会总需求上升，推动物价上涨。
表1描述了近期中国经济指标。实际国内生产总值增长率2007年第2季度同比上升了11.9个百分点，创造了10年来的最高纪录。规模以上工业增加值也不断攀升，2007年6月份同比提高了19.4个百分点。从需求角度看，驱动经济增长的主要因素还是投资。2007年上半年，全社会固定资产投资54168亿元，同比增长25.9％，增速比上年同期回落3.9个百分点。虽然同比增幅有所下降，但仍保持在较高的增长平台上，而且投资反弹的趋势比较明显，其中，6月份城镇固定资产投资同比增长26.7％，增速较1-5月份提高2.4个百分点。消费需求的表现也非常强劲。上半年，我国实现社会消费品零售总额42044亿元，同比增长15.4％，增速比上年同期加快2.1个百分点，增幅为1997年以来的新高。出口依然是拉动我国经济增长的主要动力之一。2007年6月份出口额达到了1032.7亿美元，顺差为269.1美元。
。
因此，我们有理由认为需求过热是推动这次物价上涨的重要因素，必须引起高度重视。如果食品价格上涨与其它商品价格上涨形成叠加效应，那么将会产生全面价格上涨的通胀风险。
（二）建立VAR模型
为了更好检验这一看法，我们将建立VAR模型从实证角度进行检验。基本模型设置如下：
inflation=f(y)=f(c+i+g+nx)②
其中，inflation代表通货膨胀，y代表国民收入，c代表消费，i代表投资，g代表政府购买，nx代表净出口。在这里我们不考虑政府购买对通货膨胀的影响，所以模型可以简化为：
inflation=f(c+i+nx)
对通货膨胀的衡量目前还没有很好的经济指标，我们用居民消费价格指数（cpi）来代替；消费用社会消费品零售总额来衡量（tc）；对于投资的指标，理论上用全社会固定资产投资额来衡量最为准确，但局限于数据的可得，我们用城镇固定资产投资额（ui）来代替，所以模型变为：
cpi=f(tc，ui，nx)
为了消除异方差，将各个变量取对数，显然这并不影响我们的分析。由经济理论可知，社会消费品零售总额、城镇固定资产投资与净出口对居民消费价格指数求偏导都应大于零，即：
（三）数据说明③
本文选取了2005年1月—2007年6月的月度数据作为研究样本，其中居民消费价格指数（CPI）、城镇固定资产投资（ui）与社会消费品零售总额（tc），2006年以后的数据来自国家统计局公布的月度数据，2005年的数据来自路透网。净出口（nx）的月度数据来自Wind资讯数据库。
三、计量分析与检验
（一）序列的平稳性检验
VAR建模方法要求时间序列必须是平稳的或者是同阶非平稳时间序列，所以在建模之前需要检验时间序列的平稳性。我们分别用扩充迪基—富勒（Dikey-Fuller）检验（ADF）与Phillops-Perron检验（PP）检验各时间序列的平稳性。表2中给出了本文中用于计量分析的各序列单位根检验结果。两种检验结果均显示lncpi、lntc、lnui、lnnx都不是平稳的时间序列，④ 它们的一阶差分是平稳的时间序列。这说明lncpi、lntc、lnui、lnnx时间序列都是一阶求积的，即I（1）型时间序列，符合VAR建模要求。
（二）滞后阶数的确定
无论是在VAR模型、Johansen协整检验中，还是向量误差修正模型的估计中，滞后阶数的确定都是一个重要的参数。如果滞后期太少，误差项的自相关会很严重，并导致参数的非一致性估计。但从另一方面看，k值又不宜过大。k值过大会导致自由度减小，直接影响模型参数估计量的有效性。[8]（292）在这里，我们按照通常的做法，现估计一个VAR模型，通过检验它的滞后阶数来确定相应协整分析的阶数。利用似然比（LB）统计量、赤池（Akaike）信息、施瓦茨（Schwartz）等准则来确定最大滞后阶数。表3显示最大滞后阶数选择1时比较合理。
（三）VAR模型的稳定检验与脉冲响应函数分析
在滞后1期的条件下，用Eviews5.1可以估计出VAR模型的代数表达式。由于VAR模型参数的OLS估计量只具有一致性，单个参数估计值的经济解释是很困难的。要想对一个VAR模型做出分析，通常是观察系统的脉冲响应函数和方差分解，限于篇幅的需要，我们只做脉冲响应函数分析。
对VAR模型做脉冲响应函数分析之前需要先确定VAR模型是否稳定，如果不稳定，则所做的解释是没有说服力的。VAR模型稳定的充分必要条件是VAR模型所有特征根都小于1；用图形表示，则意味着所有根都应落在单位圆以内。表4显示VAR模型的所有特征根都小于1，这说明模型是稳定的。
下图中四个小图分别描绘了居民消费价格指数对自身、居民消费价格指数对社会消费品零售总额、居民消费价格指数对城镇固定资产投资及居民消费价格指数对净出口的脉冲响应函数。首先观察左上图。图中显示，居民消费价格指数对自己的一标准差的冲击反应由大变小，由0.0060降为第10个月后的0.0008。这说明投资、消费等具有时滞效应，对居民消费价格指数的冲击将越来越显著。右上图描绘了消费对物价指数的脉冲响应函数。可以看到消费对物价指数的冲击具有正的影响，在1—2个月内对物价指数的冲击比较小，在6个月冲击达到最大0.0021，之后逐渐减小。左下图表明，投资对物价指数的冲击在第1个月内并不显著，第2个月内具有负影响-0.0006，从第3个月内开始影响逐渐增大，第7个月达到最大值0.0021左右。对这问题的解释可能是投资增加，使得产出增加，在短期内，促进物价指数下降；不过投资是一种资本品消费，随着时间的延长，这一影响逐渐增大。右下图描绘了净出口对物价指数的冲击。净出口在第2月内就达到了最大值0.0015，之后影响逐渐减小。
脉冲函数分析图
（四）Johansen协整检验及误差修正模型（VECM）的估计
如果时间序列都是I（1），且非平稳变量间存在协整关系。那么由这些非平稳变量组成的线性组合则是平稳的。建立单纯的差分VAR模型将丢失重要的非均衡误差信息。而向量误差修正模型（VECM）则能克服这一问题。由恩格尔—格兰杰（Engle-Granger）定理可知，VECM的建立的充分必要条件是时间序列之间存在长期稳定的协整关系。
表5第1-5行给出了Johansen检验结果。原假设r=0，LR=51.2192＞47.8561（临界值）；r=1，LR=34.8000＞29.7971（临界值）；r=2，LR=14.2996＜15.4947（临界值）。检验结果显示了居民消费价格指数、社会消费品零售总额、城镇固定资产投资与净出口之间存在着稳定的长期关系，且存在两个协整向量。表5的第5行给出的是最大特征值对应的协整向量。即：
***为常数项，（未在表3中报告），*为标准差，**为系数的t值。协整方程内的系数基本符合理论的预期：社会消费品零售总额的增加会促进居民价格指数上升，长期内社会消费品零售总额每增加1％，引起居民消费价格指数上升19.91％；城镇固定资产投资的增加也同样促进居民消费价格指数上升，长期内投资每增加1％，引起居民消费价格指数上升10.75％。值得注意的是净出口前的系数并不显著，而且符号也与我们的预期相反。这说明净出口对居民消费价格指数的上升影响很弱。⑤
表4的第6行给出的是误差修正模型的调整系数，括号内是标准差。调整系数符号说明，当居民消费价格指数高于协整向量所对应的长期关系时，居民消费价格指数的增量会减少，消费增量与投资增量也会减少，这符合误差修正机制的反向修正原理。唯一与我们预期不一致的是净出口的调整系数。它既不显著，符号也与我们预料的相反。这也从另一个侧面说明了净出口与居民消费价格指数上升关系不大。
四、结论
从研究的结果看，中国经济高速运行所释放出来的通货膨胀压力是引起近期物价上涨的重要因素之一。单纯从表面现象看，这次物价上涨是由食品价格上涨引起的，但背后驱动经济增长的内生因素所带来的通货膨胀压力需要我们认真分析，否则，如果食品价格上涨与其他物价上涨相互叠加，形成叠加效应，那么大规模的物价上涨是不可避免的。另外值得我们注意的有：（1）投资依然是驱动这次经济高速增长的最重要动力，其中房地产投资强力反弹。⑥ 这样，房价不可避免又进入新一轮新的上涨。⑦ 这固然与我国工业化阶段有关，但又于我国的投资体制、房地产剩余价值链的分配体系密切相关。抑制投资过快增长不能只从结果分析，更应从源头入手。（2）尽管从实证分析角度看，这次物价上涨与净出口关联度不大，但实际上双顺差还是给我们造成了很大的通货膨胀压力。正如中国人民银行副行长吴晓灵（2007）指出，“当前央行收回过多的流动性与宏观经济运行状况没有必然联系，其主要动因主要来自储备的增长。”[9]（12-13）这样的后果是央行丧失了货币政策的独立性，从而使我国失去了一个重要的宏观调控工具。1万多亿的外汇储备、我国的汇率制度及我国的经济结构似乎都值得我们深思。适度降低外汇储备、使汇率浮动更有弹性及促进我国经济结构升级可能是化解这一问题的关键。
注释：
①说明：限于篇幅，表1并没有报告，相关数据来源于国家统计局网站公布的数据。
②当然VAR模型不以经济理论为基础，只需明确那些变量是有关联的，本文的书写是便于确定哪些变量是有联系的。
③限于篇幅需要，我们这里没有给出本文计量所使用数据，如有需要，请联系作者。
④我们这里选取的是1％的显著性水平，显然lnnx在5％水平下平稳并不影响我们的分析。
⑤理论上，短期内，净出口的增加导致外汇储备增加；而外汇储备又直接构成一国基础货币的一部分，在其他条件不变的情况下，净出口的增加会导致货币供给增加。然而在实践中，由于央行的干预和不完全的市场机制，使得净出口增加与物价指数变动之间的动态均衡在短期内并不不存在；从长期来看，外汇储备与消费物价指数之间也不存在自接的双向格兰杰因果关系，但外汇储备可以通过影响货币发行而间接影响消费物价指数，从而增加物价上涨的压力。我们对净出口与物价指数变动作了Johansen协整检验，结果如下：r=0，迹统计量LR=19.70＞15.49（临界值）；r=1，迹统计量LR=0.008＜3.841。这说明二者存在这协整关系！标准化的协整向量为（1，-0.0534）。对这一问题的解释是不考虑其他因素时，二者存在着协整关系；当考虑到消费、投资等因素时，净出口对物价指数变动并不显著。
⑥2007上半年房地产投资同比增长28.5％，比去年同期提高4.3个百分点。
⑦2007上半年，全国70个大中城市房屋销售价格平均同比上涨5.95％。
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