江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展與通貨膨脹的關(guān)系研究
——基于VAR模型實(shí)證分析

蔡 琪

(江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 信息管理學(xué)院，江西 南昌 330013)

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江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展與通貨膨脹的關(guān)系研究
——基于VAR模型實(shí)證分析

蔡 琪

(江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 信息管理學(xué)院，江西 南昌 330013)

經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速率和社會(huì)流通的貨幣量一直是政府和經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)心的熱點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)快以及社會(huì)流通貨幣量過(guò)大對(duì)人們生活都有很大影響。針對(duì)以上問(wèn)題，以江西省為例建立向量自回歸模型，分析兩者內(nèi)在聯(lián)系，提出合理的建議及對(duì)策。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；通貨膨脹；VAR模型

自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展已經(jīng)取得了很大的成就，隨著國(guó)內(nèi)的投資和消費(fèi)不斷增加，流通的貨幣量也越來(lái)越多，這就極有可能造成通貨膨脹。國(guó)家實(shí)行的“宏觀調(diào)控，微觀自主”政策在一定程度上就是針對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中出現(xiàn)的通貨膨脹問(wèn)題。通貨膨脹的最直接反應(yīng)就是本國(guó)貨幣的貶值，同時(shí)伴隨著物價(jià)的上漲和人們購(gòu)買(mǎi)力的下降 ，對(duì)人民生活非常不利。江西省作為中部省份的重要一員，省內(nèi)經(jīng)濟(jì)健康平穩(wěn)發(fā)展關(guān)系到中部崛起戰(zhàn)略和本省實(shí)干興贛政策的順利實(shí)施與完成，所以有必要對(duì)江西省進(jìn)行具體分析。通貨膨脹作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中非常重要的影響因素之一，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制一直是學(xué)者們研究的熱點(diǎn)。學(xué)術(shù)界對(duì)兩者關(guān)系看法不一，大致分為促進(jìn)、抑制和無(wú)關(guān)三種觀點(diǎn)。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)此也做了很多研究，劉金全、謝衛(wèi)東(2003)[1]使用H-P濾波模型，在考慮兩個(gè)變量的趨勢(shì)項(xiàng)的情況下分析得出結(jié)論，兩個(gè)變量存在顯著的正相關(guān)性，并且通貨膨脹的溢出效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有促進(jìn)作用。陳朝旭(2011)[2]采用格蘭杰因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)分析的方法，分析了1980到2010年中國(guó)的年度數(shù)據(jù)，并認(rèn)為通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展短期促進(jìn)，長(zhǎng)期阻礙。李小勝、朱建平(2013)[3]運(yùn)用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型實(shí)證分析兩者關(guān)聯(lián)性，并通過(guò)劃分發(fā)達(dá)與不發(fā)達(dá)省份，區(qū)別研究通貨膨脹的影響效應(yīng)，得出了通貨膨脹對(duì)不發(fā)達(dá)省份的影響作用要大于發(fā)達(dá)省份的結(jié)論。

一、實(shí)證分析

(一) 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選用1991-2014江西省年度數(shù)據(jù)，在借鑒以往研究通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，對(duì)變量的衡量指標(biāo)做了一定的修改。經(jīng)濟(jì)發(fā)展依據(jù)姜梅華(2014)[4]的方法選用江西省GDP增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)，通貨膨脹依據(jù)魏蓉蓉、崔超(2011)[5]的方法選用通過(guò)公式計(jì)算得出的江西省通貨膨脹率數(shù)據(jù)，通貨膨脹的基期選擇為1990年。所有的數(shù)據(jù)均來(lái)源于《江西省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二) 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)性很容易產(chǎn)生虛假回歸的問(wèn)題，即兩個(gè)有相同趨勢(shì)的數(shù)據(jù)序列即使沒(méi)有任何實(shí)際關(guān)聯(lián)性，但是回歸后的可決系數(shù)依舊很高。在模型選擇前首先對(duì)兩個(gè)變量的數(shù)據(jù)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)平穩(wěn)性一定程度上會(huì)在時(shí)間序列圖中反應(yīng)出來(lái)，首先運(yùn)用軟件畫(huà)出江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展(GDP)與通貨膨脹(INF)的時(shí)序圖(圖1所示)。圖中可以看出，兩個(gè)時(shí)間序列都是無(wú)規(guī)則的波動(dòng)序列，初步判斷兩個(gè)時(shí)間序列都是平穩(wěn)的。

圖1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(GDP)與通貨膨脹(INF)時(shí)間序列圖

本文采用ADF檢驗(yàn)法進(jìn)一步驗(yàn)證時(shí)間序列的平穩(wěn)性，ADF檢驗(yàn)中不含常數(shù)項(xiàng)模型和僅含常數(shù)項(xiàng)的表達(dá)式分別為：

方程(1)中的p是滯后階數(shù)， εt是滯后的差分項(xiàng)。從表1可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和通貨膨脹ADF檢驗(yàn)得到的T統(tǒng)計(jì)量分別為-3.50和-2.13都小于5%顯著性水平下的臨界值，P值分別為0.0172和0.0343均小于0.05?？梢缘贸鼋Y(jié)論：兩個(gè)時(shí)間序列在95%置信水平下認(rèn)為是平穩(wěn)序列。

表1 序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

(三) 模型估計(jì)

向量自回歸模型(VAR)在1980年計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)家西蒙的推廣下受到了學(xué)者們?cè)絹?lái)越多的關(guān)注，時(shí)至今日已經(jīng)拓展到了多維角度。向量自回歸模型的一般表達(dá)式為

ΔYt=ΔYt-1+A2ΔYt-2+…+ApΔYt-p+εt(2)

平穩(wěn)序列可以建立向量自回歸模型，將江西省的GDP增長(zhǎng)率和INF作為變量建立模型。模型滯后階數(shù)的選擇非常重要，過(guò)大過(guò)小都會(huì)影響模型的準(zhǔn)確性。我們選用赤池準(zhǔn)則(AIC)、施瓦澤準(zhǔn)則(SC)以及對(duì)數(shù)似然函數(shù)估計(jì)值(LogL)三個(gè)數(shù)據(jù)作為參考。

從表2可以看出，當(dāng)滯后階數(shù)選擇4期時(shí)，LogL取得最大值-71.13044，AIC和SC都取得最小值，分別為8.913044和9.809203，根據(jù)相關(guān)準(zhǔn)則以及對(duì)數(shù)似然估計(jì)值越大，模型擬合越好，因此本文應(yīng)該建立VAR(4)模型。同時(shí)，由圖2可知，所有的特征根都在單位圓內(nèi)，模型是穩(wěn)定的。

表2 兩個(gè)變量在各階的AIC、SC、LR值

注：帶*的為最佳選擇

圖2 模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

VAR(4)模型的矩陣表達(dá)式為：

VAR模型中變量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(GDP)一般方程表達(dá)式為方程(4)：

GDPt=0.8773GDPt-1-0.6105GDPt-2+0.3427GDPt-3-0.0357GDPt-4+0.2159INFt-1-0.2212INFt-2+0.0550INFt-3-0.1897INFt-4+4.9816

R2=0.7079 (4)

通貨膨脹(INF)的一般方程表達(dá)式為方程(5)：

INFt=0.4256GDPt-1-0.6595GDPt-2+0.9846GDPt-3-0.5418GDPt-4+0.5312INFt-1-0.1533INFt-2+0.3943INFt-3-0.3408INFt-4-2.2805

R2=0.6681 (5)

方程4和5的擬合優(yōu)度分別為0.7079和0.6681均大于0.5，表明方程比較可信，擬合的較好。從方程4經(jīng)濟(jì)發(fā)展的方程式可以看出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)自身影響的滯后一期到四期的系數(shù)分別為0.8773、-0.6105、0.3427、-0.0357，影響系數(shù)之和為正，這體現(xiàn)了江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的連續(xù)性，而且經(jīng)濟(jì)發(fā)展的滯后一期系數(shù)最大，表明江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后一期對(duì)當(dāng)期影響最大。通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后一期到四期的系數(shù)分別為0.21559、-0.2212、0.0550、-0.1897，影響系數(shù)之和為負(fù)，通貨膨脹的滯后二期系數(shù)絕對(duì)值最大為負(fù)數(shù)，說(shuō)明滯后二期的通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的抑制作用最為明顯。但是通貨膨脹的滯后一期系數(shù)為正，說(shuō)明短期內(nèi)通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有利。

從方程5通貨膨脹的表達(dá)式可以看出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)通貨膨脹的滯后一期到四期的系數(shù)分別為0.4256、-0.6595、0.9846、-0.5418，影響系數(shù)之和為正，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一定程度上會(huì)促進(jìn)通貨膨脹的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展必然帶來(lái)貨幣量的增加。通貨膨脹對(duì)自身影響的滯后一期到四期的系數(shù)分別為0.5312、-0.1533、0.3943、-0.3408，影響系數(shù)之和為正。這體現(xiàn)了江西省通貨膨脹的連續(xù)性，如果沒(méi)有政府出臺(tái)相關(guān)調(diào)控政策，江西省通貨膨脹率將無(wú)限增長(zhǎng)。

(四) 格蘭杰因果檢驗(yàn)

從上面的分析可以看出經(jīng)濟(jì)發(fā)展和通貨膨脹具有一定的關(guān)聯(lián)性，但是這兩個(gè)變量是否具有相關(guān)性還需要進(jìn)一步進(jìn)行檢驗(yàn)。本文借鑒陳朝旭(2011)的做法采用Granger因果檢驗(yàn)法，結(jié)果見(jiàn)表(3)。當(dāng)原假設(shè)為GDP不是INF的格蘭杰原因時(shí)，伴隨概率為0.0498，在95%置信區(qū)間內(nèi)拒絕原假設(shè)，表明GDP對(duì)INF的影響效果比較顯著。當(dāng)原假設(shè)為INF不是GDP的格蘭杰原因時(shí)，伴隨概率為0.2866，在95%的置信區(qū)間內(nèi)接受原假設(shè)。江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展與通貨膨脹之間存在一個(gè)單向的格蘭杰關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是通貨膨脹的格蘭杰原因但是通貨膨脹不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的格蘭杰原因。

表3 格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

(五) 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析方法是用來(lái)描述誤差項(xiàng)對(duì)內(nèi)生變量沖擊所做出的反應(yīng)，通俗的講就是一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的沖擊施加到變量上所造成的影響，包括當(dāng)期和未來(lái)的效應(yīng)。根據(jù)VAR(4)模型得到的江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展與通貨膨脹的脈沖響應(yīng)分析圖(圖3)，圖中包括實(shí)線表示的脈沖響應(yīng)函數(shù)和虛線表示的正負(fù)偏離帶。

二、從圖中可以得出相應(yīng)的結(jié)論

給江西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位的自身沖擊，江西省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的響應(yīng)第一期達(dá)到最大值隨后一直下降到第四期，之后一直在零值附近上下波動(dòng)。這體現(xiàn)了江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展還有一些不穩(wěn)定因素，但總體趨于穩(wěn)定。

給江西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位的通貨膨脹沖擊，通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的響應(yīng)第一期為0，隨后略有增加，之后一直下降并長(zhǎng)期為負(fù)值，這表明江西省通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的響應(yīng)短期內(nèi)為正響應(yīng)，但是長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看負(fù)響應(yīng)大于正響應(yīng)，這和江西省的省內(nèi)情況非常符合。

給江西省通貨膨脹一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率沖擊，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)江西省通貨膨脹初期是負(fù)響應(yīng)且為最小值，波動(dòng)增長(zhǎng)到6期達(dá)到最大響應(yīng)度，隨后在0上下小幅度波動(dòng)。這表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)江西省通貨膨脹的響應(yīng)短期比較明顯，長(zhǎng)期來(lái)看處于穩(wěn)定狀態(tài)。

給江西省通貨膨脹一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位的自身沖擊，通貨膨脹對(duì)自身的響應(yīng)初期為正，隨后一直下降，最后為負(fù)值，這表明江西省通貨膨脹對(duì)自身的響應(yīng)短期促進(jìn)，長(zhǎng)期抑制。

圖3 脈沖響應(yīng)分析

三、根據(jù)結(jié)論提出的建議

本文通過(guò)建立滯后期為4階的向量自回歸模型，分析了1991到2014年江西省通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)性，并通過(guò)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)分析兩個(gè)時(shí)間序列是平穩(wěn)的序列，通過(guò)AIC和SC準(zhǔn)則確定模型的滯后階數(shù)為4，AR特征根分析建立的VAR(4)模型是穩(wěn)定的，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)兩個(gè)變量的因果原因，最后通過(guò)脈沖響應(yīng)直觀表示了兩個(gè)變量的相互影響以及最自身的影響關(guān)系。分析其中的內(nèi)在聯(lián)系，并針對(duì)江西省通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)調(diào)發(fā)展給出以下建議：

1.加快產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級(jí)，淘汰落后的產(chǎn)能。江西省第一產(chǎn)業(yè)占據(jù)的比重相對(duì)過(guò)高，非常不利于本省經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)可持續(xù)發(fā)展，政府要大力扶持綠色環(huán)保節(jié)能產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)建可信度高，服務(wù)質(zhì)量好，溝通方便的高校與企業(yè)合作平臺(tái)，做好產(chǎn)學(xué)研結(jié)合，大力支持江西省服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

2.優(yōu)化投資環(huán)境，簡(jiǎn)化融資的難度，大力發(fā)展社會(huì)保障事業(yè)和民眾福利項(xiàng)目，讓人民有更多的投資與消費(fèi)熱情，同時(shí)增加融資的渠道與投資的項(xiàng)目，這樣才能確保社會(huì)中的流通貨幣量不會(huì)出現(xiàn)非常大的變動(dòng)，一定程度上控制通貨膨脹率在一個(gè)合理的水平。

3.社會(huì)上出現(xiàn)需求大于供給，通貨膨脹就會(huì)發(fā)生，政府應(yīng)該設(shè)有預(yù)警機(jī)制，在通貨膨脹率過(guò)高時(shí)，采取相應(yīng)的抑制政策，將通貨膨脹率維持在一個(gè)較低水平。

[1]劉金全,謝衛(wèi)東.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與通貨膨脹的動(dòng)態(tài)相關(guān)性[J].世界經(jīng)濟(jì),2013(6):48-57.

[2]陳朝旭.我國(guó)通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究 [J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究,2011(5):71-75.

[3]李小勝,朱建平.我國(guó)通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性研究[J].統(tǒng)計(jì)研究,2013(11):44-51.

[4]姜梅華.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、貨幣供給對(duì)通貨膨脹的沖擊反應(yīng)研究——基于美國(guó)與中、日、韓三國(guó)的GVAR實(shí)證分析[J].現(xiàn)代日本經(jīng)濟(jì),2014(5):13-22.

[5]魏蓉蓉,崔超.貨幣供給、通貨膨脹、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的實(shí)證研究——基于2006-2010年數(shù)據(jù)的分析[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題,2011(9):23-27.

[責(zé)任編輯：吳祝平]

2017-05-19

江西省研究生創(chuàng)新專項(xiàng)資金項(xiàng)目(YC2016-S242)，江西財(cái)經(jīng)大學(xué)2016年度學(xué)生科研課題(XS16471)。

蔡 琪，男，江蘇無(wú)錫人，碩士研究生。研究方向：定量經(jīng)濟(jì)分析。

F061.5

A

1672-1047(2017)03-0096-04

10.3969/j.issn.1672-1047.2017.03.25