我國通貨膨脹成因的實證分析——基于2010-2011年月度數(shù)據(jù)

葛騰飛，梁秋霞，萬苗苗

（安徽工業(yè)大學 工商學院，安徽 馬鞍山 243002）

在一個國家經(jīng)濟運行的層面上，抑制通貨膨脹、維持物價穩(wěn)定是宏觀調(diào)控目標中很重要的方面，這是因為通貨膨脹與一國居民的收入分配格局、國家的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、資源的配置等相關(guān)的社會經(jīng)濟變量緊密聯(lián)系。從20世紀80年代至今，我國共發(fā)生了五輪通貨膨脹，每一輪通貨膨脹都對我國經(jīng)濟造成了不同程度的影響。最近一輪的通貨膨脹始于2010年，這一次的通貨膨脹范圍較廣、涉及的商品種類較多、持續(xù)時間較長。為了穩(wěn)定物價，央行出臺了一系列的宏觀調(diào)控措施，包括數(shù)次加息以及多次調(diào)高金融機構(gòu)存款準備金率等。本文利用2010-2011年的經(jīng)濟金融月度數(shù)據(jù)，建立多元線性回歸模型對此輪通貨膨脹的成因進行實證分析，并據(jù)此得出相關(guān)的研究結(jié)論。

一、指標選取與數(shù)據(jù)來源

（一）指標選取

大量國內(nèi)外學者從經(jīng)濟學理論的各個角度來分析我國此次通貨膨脹的成因，結(jié)合前人以及自己研究成果，我們將我國第五輪通貨膨脹的成因總結(jié)為四類：貨幣因素、成本因素、結(jié)構(gòu)性因素以及預期因素。

（1）貨幣因素

現(xiàn)代貨幣主義學派代表人物弗里德曼有句名言:“通貨膨脹總歸是一種貨幣現(xiàn)象?！碧綄ねㄘ浥蛎浬稍?，如果離了貨幣供應或投放問題，是不可以闡釋清楚的。2008年以來，我國中央政府財政首先推出4萬億資金，使中國財政政策成為當時全世界最為積極、最為擴張性的，占GDP的比重高達13.3%，而經(jīng)濟危機發(fā)源地的美國其財政擴張規(guī)模僅占GDP的6.8%。尤其是中央財政擴張性政策的帶動效應更是巨大的，使各省市地方財政擴張性投資幾倍乃至十幾倍地增加。這樣數(shù)以幾十萬億計的資本最終都要從銀行這個“水庫”排入流通“渠道”?？梢哉f，貨幣投放量過多是本輪通貨膨脹生成的直接原因。根據(jù)1994年10月28日頒布的《中國人民銀行貨幣供應量統(tǒng)計和公布暫行辦法》，我國貨幣量劃分為M0、M1、M2及M3。隨著我國金融制度的完善和金融工具的創(chuàng)新，M1、M2對經(jīng)濟增長、價格水平影響越來越大，應作為貨幣政策的重點監(jiān)控目標，而且由于M2是我國貨幣政策調(diào)控的中長期目標變量，所以在貨幣供給角度下，我們選取的貨幣因素指標為貨幣供給量（M2）。

（2）成本因素

首先，世界農(nóng)產(chǎn)品價格暴漲以及國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品受自然災害影響使糧食、蔬菜、水果等食品供給下降是導致我國發(fā)生通貨膨脹的一個重要原因。其次，國際市場原材料價格飆升，引發(fā)國內(nèi)通貨膨脹壓力增加。中國鋼鐵行業(yè)的對外依賴度很高，國際鐵礦石市場基本上被澳大利亞、巴西等國大壟斷集團所控制，絕大部分鋼廠的鐵礦石都要從澳大利亞、巴西等國進口，加上我國各鋼廠各自為政，進行盲目無序進口競爭，近幾年鐵礦石價格在成倍上漲。再次，石油價格的暴漲，從源頭上加大了企業(yè)的生產(chǎn)成本，并推動“中下游”企業(yè)產(chǎn)品成本成倍增加，形成螺旋式推動效應，造成終端市場物價水平大幅度上漲，發(fā)生嚴重的通貨膨脹。根據(jù)上述分析，本文選取的通貨膨脹成本因素指標為：農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)(API)，西德克薩斯輕質(zhì)原油價格指數(shù)(WTI)、原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)(RE)等。

（3）結(jié)構(gòu)性因素

通貨膨脹從不同角度劃分有各種類型，實際上每種類型通貨膨脹都表明了其發(fā)生機理與原因。例如需求拉動型通貨膨脹，其原因是由于社會總需求大大超過社會總供給，是“總量缺口”型通貨膨脹。再如，成本推進型通貨膨脹，亦稱供給性通貨膨脹，它把通貨膨脹生成的主要原因歸咎于成本上升使總供給曲線不斷向上位移。中國此輪通貨膨脹主要是由于社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡而引起的物價水平在一定時期內(nèi)持續(xù)上漲。當今中國的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡可以說是全方位、多方面的，主要表現(xiàn)為壟斷部門與非壟斷部門失衡、行業(yè)結(jié)構(gòu)失衡、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)失衡、區(qū)域結(jié)構(gòu)失衡等。這諸多結(jié)構(gòu)性失衡衍生出收入差距擴大化與內(nèi)生的收入攀比機制，工資收入與價格缺乏。然而這些因素難以量化，本文未做出相應的指標選擇。

（4）預期因素

通貨膨脹預期強烈是伴隨本輪物價上漲的明顯特點。從2009年起我國就形成了廣泛的通貨膨脹預期，其形成原因既有國內(nèi)因素也有國外因素。國際金融危機爆發(fā)后，為抵御國際金融危機沖擊，我國采取了保增長、擴內(nèi)需、調(diào)結(jié)構(gòu)的政策，寬松的貨幣政策和財政政策，導致貨幣供應量增長速度遠遠大于經(jīng)濟增長速度。國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品受自然災害影響，糧食、蔬菜、水果等食品供給下降。國家“十二五”規(guī)劃提出的加快形成合理有序的工資收入分配格局、促進職工工資水平合理較快增長的規(guī)劃，形成收入將快速增長的預期，使勞動力價格明顯上升。公用事業(yè)價格尤其是煤水電價格也處于體制性調(diào)整上升周期。外匯儲備規(guī)模過大使人民幣投放數(shù)量被動增加難以控制。房地產(chǎn)價格經(jīng)多次調(diào)控難以下降。國際上美、日等國持續(xù)采取量化寬松貨幣政策，全球流動性過剩并導致大宗商品價格上漲。人民幣升值壓力不減，形成輸入性通脹壓力。這一系列因素都在不斷地加強社會公眾對通脹的預期。因此，預期成為此輪通貨膨脹的又一重要原因，但由于公眾的預期難以量化，本文也未做出相應的指標選擇。

綜上，結(jié)合我國當前統(tǒng)計數(shù)據(jù)的實際情況以及數(shù)據(jù)長度等因素的限制，本文選取貨幣供應量指標(M2)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)(API)、西德克薩斯輕質(zhì)原油價格指數(shù)(WTI)、原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)(RE)的月度同比數(shù)據(jù)作為分析此輪通貨膨脹成因的解釋變量，選取通貨膨脹率（INF）作為被解釋變量，建立多元線性回歸模型如下：

（二）數(shù)據(jù)來源

為了研究貨幣供應量 (M2)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)(API)、西德克薩斯輕質(zhì)原油價格指數(shù)(WTI)、原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)(RE)、對我國通貨膨脹率(INF)的影響，我們收集整理了從2010年到2011年的月度同比增長數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站、東方財富網(wǎng)站、鳳凰財經(jīng)網(wǎng)、中國統(tǒng)計局等網(wǎng)站。樣本期為2011年1月到2011年12月，本文所采用的計量分析軟件為EViews 6.0。

二、我國通貨膨脹成因的實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

檢驗各變量序列的平穩(wěn)性是進行協(xié)整檢驗的前提，本文在此采用ADF檢驗方法對各時間序列：INF、M2、API、WTI、RE的平穩(wěn)性進行檢驗，滯后期數(shù)根據(jù)SIC準則自動選取。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

根據(jù)表1，ADF單位根檢驗結(jié)果表明INF、API、RE原序列在5%的顯著性水平下是非平穩(wěn)序列，但它們的一階差分序列是平穩(wěn)的，為了保持序列的一致性，本文也將M2、WTI的一階差分進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果可以表示 INF、M2、API、WTI、RE均為一階單整序列。

（二）Johansen協(xié)整檢驗

為了研究通貨膨脹率與貨幣供應量，農(nóng)產(chǎn)品價格，西德克薩斯輕質(zhì)原油價格，原材料、燃料、動力購進價格之間的具體數(shù)量關(guān)系，因此有必要利用Johansen協(xié)整檢驗方法來研究變量間是否具有協(xié)整關(guān)系，其結(jié)果如下：

表2 變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

從表2的檢驗結(jié)果可以看出，“至多存在1個協(xié)整關(guān)系”的原假設下的跡統(tǒng)計量等于53.8816，大于5%的臨界值15.4947，拒絕原假設，表明在5%的水平上至少存在1個協(xié)整關(guān)系?！爸炼啻嬖?個協(xié)整關(guān)系”的原假設下的跡統(tǒng)計量等于23.2936，小于5%的臨界值29.7971，接受原假設。因此，這幾個變量之間存在兩個協(xié)整關(guān)系。

（三）多元線性回歸模型的檢驗

為了進一步研究 M2、API、WTI、RE對 INF是否有顯著的影響關(guān)系，以INF作為被解釋變量，M2、API、WTI、RE作為解釋變量，建立多元線性回歸模型，得到Eviews分析結(jié)果如下：

從OLS估計結(jié)果可以看出：

（1）擬合優(yōu)度檢驗。R 2=0.8551，修正后的R 2=0.8246，說明通貨膨脹率 (INF)有82.46%的可以由M2、API、WTI和RE聯(lián)合解釋，說明模型擬合得較好。

（2）方程總體的顯著性檢驗。變量之間線性關(guān)系檢驗的F值為28.0355，其對應的概率為0.0000，小于顯著性水平0.05，說明方程總體是顯著的，且回歸方程變量之間線性關(guān)系較為顯著。

（3）變量的顯著性檢驗。解釋變量WTI、RE的檢驗概率都大于0.05，說明這兩個解釋變量沒有通過t檢驗，且解釋變量M2的經(jīng)濟意義不合理，且D.W.=1.1027，模型存在一階自相關(guān)的可能性很大，所以對這個模型做出相應調(diào)整。

（四）多元線性回歸模型的修正

根據(jù)上一節(jié)的分析，我們對變量進行一階差分，并建立模型如下：

重新擬合得到的回歸估計結(jié)果有：

從估計的結(jié)果可以看出：

（1）擬合優(yōu)度檢驗。R2=0.7873，修正后的R2=0.7401，說明通貨膨脹率INF有74.01%的總變異可以由M2、API、WTI和RE聯(lián)合解釋，該模型擬合得較好。

（2）方程總體的顯著性檢驗。變量之間線性關(guān)系檢驗的F值為16.6584，其對應的概率為0.000007小于顯著性水平0.05，說明該方程總體是顯著的，且回歸方程變量之間線性關(guān)系也是顯著的。

（3）變量的顯著性檢驗。解釋變量DWTI的回歸參數(shù)值接近于0，且其檢驗概率大于0.05，沒有通過t檢驗，接受原假設，由此可以判斷，DWTI這個變量對于DINF的影響不顯著，所以需要對這個模型進行再度調(diào)整。

剔除DWTI重新建立多元線性回歸模型如下：

OLS估計結(jié)果為：

R2=0.7862，調(diào)整后的 R2=0.7525，F(xiàn)=23.2933，D.W.=2.6613

三個回歸系數(shù)的經(jīng)濟意義是：當DAPI、DRE不變時，DM2每增加1個百分點，DINF就增加0.1338個百分點；當DM2、DRE不變時，DAPI每增加1個百分點，DINF就增加0.1209個百分點；當DM2、DAPI不變時，DRE每增加1個百分點，DINF就增加0.1951個百分點。結(jié)果顯示，此時的參數(shù)估計結(jié)果經(jīng)濟意義合理，變量之間的線性關(guān)系檢驗以及變量的顯著性檢驗均是顯著的，說明此時建立的模型是合適的。因此可以進一步得出結(jié)論，即貨幣供應量、農(nóng)產(chǎn)品價格以及原材料、燃料、動力購進價格是影響此輪通貨膨脹的原因。而西德克薩斯輕質(zhì)原油價格指數(shù)對此輪通貨膨脹的影響則不顯著。

三、結(jié)論

本文以2010-2011年的月度數(shù)據(jù)為基礎，建立多元線性回歸模型，研究我國通貨膨脹的成因，通過實證分析我們得出如下結(jié)論：

（1）農(nóng)產(chǎn)品價格，西德克薩斯輕質(zhì)原油價格，原材料、燃料、動力購進價格等指標的月度同比增長率均為一階單整序列，同時根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表明，這幾個變量之間存在兩個協(xié)整關(guān)系。

（2）貨幣供應量過多，農(nóng)產(chǎn)品價格，原材料、燃料、動力購進價格的過分增長是影響此輪通貨膨脹的原因，均給此輪通貨膨脹帶來了不同程度的顯著影響，而西德克薩斯輕質(zhì)原油價格指數(shù)對此輪通貨膨脹的影響則不顯著。

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