物價波動與經(jīng)濟增長關系研究

摘 要：近年來隨著我國經(jīng)濟的迅速發(fā)展，我國的物價波動比較明顯，針對這種現(xiàn)象，文章通過定性與定量相結(jié)合的方法分析了物價波動和經(jīng)濟增長之間的相關關系。主要運用“產(chǎn)出-物價”菲利普斯曲線對經(jīng)濟增長率與物價變動率的關系進行定性分析，指出由于GDP高速增長，引起總需求和總供給不平衡而出現(xiàn)價格波動；并依據(jù)1990～2011年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，建立線性回歸模型，用Eviews軟件對經(jīng)濟增長和物價波動之間的關系進行定量分析，指出GDP增長率對CPI波動有同向滯后影響。

關鍵詞：CIP波動 GDP增長率 菲利普斯曲線 線性回歸模型 滯后影響

中圖分類號：F014.5 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2013）03-066-03

一、引言

在我國通常用居民消費價格指數(shù)（CPI）變動率來衡量物價水平的波動，一般認為若CPI持續(xù)在0%～3%，意味著經(jīng)濟運行基本正常；3%～5%表示有通貨膨脹壓力；若長期大于5%，說明物價水平普遍上漲，會誘發(fā)大規(guī)模的通貨膨脹。近幾年，我國的經(jīng)濟發(fā)展迅猛，出現(xiàn)了經(jīng)濟過熱的現(xiàn)象，2010年以來又出現(xiàn)了新一輪的價格波動，據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，CPI從2009年的最低點99.3%上升到2010年入冬以來的103.3%，以農(nóng)產(chǎn)品價格上漲為前鋒的物價指數(shù)CPI迅猛上漲，帶動物價不斷攀升，商品零售價格等也開始有較大波動，通貨膨脹打亂了普通人原有的生活。2011年隨著我國經(jīng)濟發(fā)展速度的趨緩，CIP指數(shù)也有所回落，這使得我們開始考慮經(jīng)濟增長與物價上漲有沒有關系，因此，針對當前物價水平波動較大的現(xiàn)實，分析其產(chǎn)生的原因是否與經(jīng)濟增長較快有關系，以便及時采取相應的措施，是十分迫切和必要的。

二、物價波動與經(jīng)濟增長關系定性分析

（一）理論基礎-菲利普斯曲線

本文主要運用“產(chǎn)出-物價”菲利普斯曲線，來分析經(jīng)濟增長率與物價波動率之間的關系。在這一關系的研究中，不是直接采用經(jīng)濟增長率指標，而是采用“實際經(jīng)濟增長率對潛在經(jīng)濟增長率的偏離”，這一“偏離”，表明一定時期內(nèi)社會總供求的缺口和物價上漲的壓力。

實際GDP增長率表明一定時期內(nèi)由社會總需求所決定的產(chǎn)出增長情況，而潛在GDP增長率則表明一定時期內(nèi)社會資源所能提供的總供給的狀況。因此我們用實際GDP代表總需求，潛在GDP代表總供給，二者的差值代表總需求對總供給的差值，差值越大，代表總需求和總供給越不平衡。該理論關系如下：

通過膨脹率-預期通貨膨脹率=a（實際GDP增長率-潛在GDP增長率）。

（二）描述性分析

本文采用近幾年的實際GDP增長率數(shù)據(jù)與潛在GDP增長率的數(shù)據(jù)，構(gòu)建菲利普斯曲線：在以現(xiàn)實經(jīng)濟增長率對潛在經(jīng)濟增長率的偏離為橫軸、物價上漲率為縱軸的坐標圖上，得出一條從左下方向右上方傾斜的、具有正斜率的曲線，如圖1所示。

從該曲線中可以看出：實際經(jīng)濟增長率對潛在經(jīng)濟增長率的偏離與物價上漲率二者呈同向的對應變動關系，即正相關關系。因此，我們可以定性地判斷，當前物價波動的根本原因在于短期內(nèi)經(jīng)濟增長期總需求和總供給不平衡。而經(jīng)濟增長率與物價波動率之間具體的關系程度，需要用如下定量分析方法驗證。

三、物價波動與經(jīng)濟增長關系的定量分析

本文從計量經(jīng)濟的角度通過建立自向量回歸模型，用Eviews軟件來定量驗證1990年～2011年GDP增長率和物價波動關系，原始數(shù)據(jù)如表1。

（一）平穩(wěn)性檢驗

在對時間序列變量做回歸分析前，必須分別檢驗其是否具有平穩(wěn)性，即他們的單整階數(shù)是否相等，否則所做的回歸有謬誤回歸之嫌，是沒有意義的。本文使用單位根檢驗（unit root test）對GDP增長率和CPI變化率這兩個時間序列變量進行平穩(wěn)性檢驗，原假設為：序列存在單位根，為非平穩(wěn)序列，結(jié)果如下表2：

從表2中可見，在5%顯著水平下，CPI變化率的ADF統(tǒng)計量大于其臨界值，說明不能拒絕原假設，即它為非平穩(wěn)序列，而GDP增長率的ADF統(tǒng)計量小于其臨界值，拒絕原假設，因此，二者不能同時作為平穩(wěn)序列。但是對他們的一階差分序列進行平方根檢驗發(fā)現(xiàn)，其P值都小于5%的顯著水平，說明其一階差分序列都拒絕了原假設，可信度比較高。因此，我們認為它們是平穩(wěn)性序列，可以對CPI變動率和GDP增長率建立回歸方程。

（二）回歸方程建立及修正

1.建立GDP增長率對CPI變化率的回歸方程。首先建立公式如下：

CPI=C+C1GDP+ε （1）

其中ε為隨機誤差項，然后利用表1數(shù)據(jù)進行回歸，結(jié)果如下：

CPI=-8.36+1.30GDP+ε；

其中R2=0.25，Adjusted R2=0.22，F(xiàn)-statistic=6.83，DW=0.76

從結(jié)果中可看出，C1的P值為0.0167，通過了5%顯著性檢驗，但是C系數(shù)的P值為0.122，大于5%顯著性水平，沒有通過檢驗。此外，該回歸方程判定系數(shù)R2=0.25，F(xiàn)統(tǒng)計量也不是很高，說明該回歸方程擬合的不是很好，綜上，不能使用方程（1）來簡單地反映CPI變化率與GDP增長率之間的關系。

那么，它們之間的關系應該怎樣來表示呢？我們先繪制二者的時間序列趨勢圖，如下所示：

從圖中可看出，1990年GDP增長率和CPI變動率都處于較低位置，但是1992年我國經(jīng)濟又開始新一輪增長，GDP增長率達到最高值14%，而CPI卻從1992年開始上漲，但是其峰值出現(xiàn)在1994年，達到24.1%。2008年世界經(jīng)濟危機出現(xiàn)，我國GDP增長率下降到低點9.8%，而此時CPI達到最高值，到了2009年時才降到最低點。因此，經(jīng)過分析后發(fā)現(xiàn)CPI的變動似乎總是滯后于GDP增長率的變化。

2.為了驗證上述結(jié)論，再次建立GDP增長率對CPI變化率的滯后回歸方程，如下：

CPI=C+C1GDP+G2GDP（-1）+G3GDP（-2）+ε； （2）

其中，GDP（-1）和GDP（-2）分別表示滯后一期和滯后二期的GDP增長率，利用表1數(shù)據(jù)進行回歸，結(jié)果如下：

CPI=-23.91+0.65GDP+1.90GDP（-1）+0.21GDP（-2）+ε

其中，R2=0.62，AdjustedR2=0.55，F(xiàn)-statistic=8.79，DW=0.63

從上述結(jié)果中可以看出，當期的GDP和滯后二期的GDP系數(shù)C1、C3的P值都很大，均大于5%的顯著水平，沒有通過t檢驗，而滯后一期的GDP系數(shù)C2的P值為0.0565，雖然略微大于5%顯著性水平，但卻小于10%的顯著性水平，說明系數(shù)在10%顯著性水平下拒絕了系數(shù)為零的假設，滯后一期的GDP可以列入到修正后的回歸方程中來進一步檢驗。這一結(jié)果表明，GDP增長率對物價水平的影響要經(jīng)過一年累積后才明顯地顯現(xiàn)出來。

3.綜上分析結(jié)果，修正后的回歸方程如下：

CPI=C+C1GDP（-1）+ε； （3）

再利用表1數(shù)據(jù)進行回歸，結(jié)果如下：

CPI=-12.52+1.71GDP（-1）+ε；

從中表5中可看出，C和C1的P值都比較小，均通過5%顯著性檢驗，且擬合系數(shù)R2=0.44，因此，該回歸方程從總體上來說擬合度比較適中，可以進行下一步的協(xié)整檢驗。

其中，R2=0.44，AdjustedR2=0.41，F(xiàn)-statistic=14.99，DW=0.55

（三）協(xié)整檢驗

對建立好回歸方程后要對殘差ε的序列進行單位根檢驗，以判斷是否具有平穩(wěn)性，這里我們對方程（2）和方程（3）進行單位根檢驗以此來進行比較，原假設為：殘差ε序列有單位根，結(jié)果如下表6所示：

從表6中可知，回歸方程（3）在5%顯著水平下通過了平穩(wěn)性檢驗，即拒絕了殘差ε有單位根的原假設，從而也就說明其平穩(wěn)序列，一方面可以說明CPI變化率與GDP增長率之間存在長期均衡關系，它們是有聯(lián)系的兩個經(jīng)濟變量；另一方面也說明這兩個變量建立的回歸方程：CPI=C+C1GDP（-1）+ε是正確的。

（四）異方差檢驗

這里使用White檢驗方法來檢驗回歸方程的隨機誤差項是否存在異方差，結(jié)果如下表7所示：

查表后可知，在5%顯著性水平下，χ2>2.14，因此，該回歸方程的隨機誤差項不存在異方差。

（五）自相關檢驗及修正

在5%顯著性水平下，查表得DW的臨界值的上下界分別為Di=1.2，Du=1.41，而回歸方程（3）中的DW=0.55，DW

修正結(jié)果為：CPI=15.35+1.86GDP（-1）+[AR（1）=0.60]，最小二乘結(jié)果如下表8所示。

從以上結(jié)果中可看出，DW=1.67>Du，修正后的回歸方程消除了自相關，其擬合度R2=0.77，調(diào)整后的R2=0.75，各系數(shù)P值均很小，均通過了5%顯著性檢驗。因此，該回歸模型擬合度比較好，表明CPI上漲有75%的是受GDP增長率變化滯后一年影響的。

其中，R2=0.77，AdjustedR2=0.75，F(xiàn)-statistic=29.09，DW=1.67

（六）格蘭杰因果檢驗

通過上述檢驗，我們已建立了CPI變動率與GDP增長率的回歸方程，但它僅僅說明了后者為自變量，前者為因變量，CPI變化是受GDP滯后一年累積影響。但是GDP受不受CPI變化的影響，在回歸方程中并沒有涉及。因此，對于GDP增長率與CPI變動率這兩個有聯(lián)系的經(jīng)濟變量，誰是真正原因，誰是真正結(jié)果，需要進一步使用格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果如表9所示。

從上述結(jié)果中可知，假設“CPI變動不是引起GDP增長率變動的原因”，其P值為0.91，沒有通過顯著性檢驗，因為不拒絕原假設；而假設“GDP增長率變動不是引起CPI變動的原因”，其P值為0.02，通過了5%顯著性水平檢驗，因此，拒絕原假設，即GDP增長率變動確實是引起CPI變化的原因。

四、結(jié)論

綜上所述，從總需求角度看，我國物價波動的原因是經(jīng)濟增長帶來的總需求和總供給之間的不平衡，這種不平衡對宏觀經(jīng)濟的影響在是滯后一年后才開始發(fā)揮作用的，即短期需求拉動的經(jīng)濟增長對物價波動有同向滯后影響。因此，為了抑制物價漲動幅度太大，使CPI指數(shù)維持在一個穩(wěn)定的幅度，政府應該根據(jù)我國經(jīng)濟發(fā)展的特性適當發(fā)揮宏觀經(jīng)濟調(diào)控的作用，抑制總的消費需求，使GDP的增長速度不要增長過快，盡量維持在一個比較穩(wěn)定的比率上，一般認為GDP增長率在9%左右是比較合適的。在經(jīng)濟增長發(fā)生一個很大的變動后，政府可在其后一年適當采取一些措施來盡量減少物價波動，從而更好地保證人們的日常生活水平不受影響。

參考文獻：

1.國家統(tǒng)計局網(wǎng)站.居民消費價格分類指數(shù).http：//www.stats.gov.cn/tjsj/.

2.姚小劍.我國經(jīng)濟增長與物價波動關系分析.西安石油大學學報，2008（17）

3.尹希果.計量經(jīng)濟學.重慶：重慶大學出版社，2009

4.劉樹成.中國經(jīng)濟增長與周期波動.宏觀經(jīng)濟研究，2005（12）

5.付鵬.我國物價增長率波動及其影響因素分析.經(jīng)營管理者，2012（2）

（作者單位：中北大學經(jīng)濟與管理學院 山西太原 030051）

（責編：賈偉）