新常態(tài)下中國通貨膨脹問題研究

趙 凱，高友笙

（華僑大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究院，福建 廈門 361021）

財(cái)經(jīng)縱橫

新常態(tài)下中國通貨膨脹問題研究

趙 凱，高友笙

（華僑大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究院，福建 廈門 361021）

文章使用我國1997Q1至2015Q2的季度數(shù)據(jù)，通過長期協(xié)整檢驗(yàn)和非對稱性效應(yīng)檢驗(yàn)，證實(shí)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，并得出FDI、熱錢和GDP增長率對我國通貨膨脹率均存在非對稱效應(yīng)的結(jié)論。此外，還對傳統(tǒng)的ARDL與基于非線性假設(shè)的NARDL進(jìn)行了比較，并利用修正后的NARDL模型刻畫出我國通脹率與FDI凈流入量和經(jīng)濟(jì)增長速度間的非線性關(guān)系。

非對稱性；熱錢；通貨膨脹；FDI

0 引言

美國次貸危機(jī)之后，全球資本或流向美國救市或流入發(fā)展中國家淘金，中國作為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，吸引了大量熱錢。然而，過度的熱錢極易錯誤地引導(dǎo)資產(chǎn)的流向，造成資源配置的浪費(fèi)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的失衡，加劇資產(chǎn)的泡沫化。我國存在吸引大量熱錢流入的客觀條件，隨著我國國際市場聯(lián)系的加強(qiáng)和匯率管制的逐步放松，由熱錢涌入而對我國宏觀經(jīng)濟(jì)所造成的不穩(wěn)定影響將越發(fā)明顯。此外，國際資本的沖擊使我國經(jīng)濟(jì)和通貨膨脹都呈現(xiàn)較大幅度的變動，我國GDP增速由2007年的14.2%下降至2009年第一季度的6.1%，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)同期由7.9%快速下滑至-0.6%?？梢?，經(jīng)濟(jì)增速的變化會引發(fā)通脹率的相應(yīng)變動，因而通過研究經(jīng)濟(jì)增速與通脹率之間的關(guān)系，并據(jù)此估計(jì)出未來的通脹率走勢，便可實(shí)現(xiàn)政府提前控制經(jīng)濟(jì)增長速度達(dá)到控制價(jià)格上漲的目的。

本文主要涉及FDI與通貨膨脹、熱錢與通貨膨脹、經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹這三個方面。就FDI與通貨膨脹來說，國外研究主要集中在FDI對通脹率的影響效果和程度上；而國內(nèi)相關(guān)研究起步較晚，并且多選用線性回歸模型，未能刻畫出兩者間的非線性關(guān)系[1,2]。就熱錢與通貨膨脹來說，多數(shù)學(xué)者的爭論在于量的問題，而對于熱錢測算無論是官方的表態(tài)還是市場的測算，卻都是霧里看花，并且絕大多數(shù)測算是依據(jù)年度數(shù)據(jù)，有失精準(zhǔn)[3,4]。就經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹來說，理論與實(shí)證研究都沒有在這兩者間關(guān)系上達(dá)成一致意見，并且尚未區(qū)分經(jīng)濟(jì)增速的不同對通貨膨脹率變動的影響差異[5]。總而言之，國內(nèi)外相關(guān)研究得到的結(jié)論很多是相互矛盾的，經(jīng)常出現(xiàn)“假設(shè)不同，結(jié)論相異”的現(xiàn)象。為彌補(bǔ)上述不足，本文將國外資本因素（如FDI和熱錢）與國內(nèi)因素（如經(jīng)濟(jì)增長速度）同時(shí)納入研究框架，利用非線性假設(shè)，以長短期視角與動靜態(tài)分析相結(jié)合的方式，研究FDI和熱錢這兩類國外投資以及國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增速變化如何作用于我國通貨膨脹，為研究和控制中國的通貨膨脹提供了新思路、新角度。

1 研究方法

傳統(tǒng)的ARDL方法是在線性假定的條件下進(jìn)行的，而事實(shí)上中國許多影響通貨膨脹率變化的因素都存在非線性關(guān)系，直接使用線性模型可能會得到不合理的結(jié)論。因此，本文采用非線性的自回歸分布滯后模型（NARDL）來考察國內(nèi)外影響因素對我國通貨膨脹率的非對稱效應(yīng)。首先，線性ARDL(p，qi) 可由式(1)表示：

其中，PIt表示通貨膨脹率，c為截距項(xiàng)，Xi（i=1，2，3）用于表述能夠影響我國通脹率的因素。p和qi分別代表被解釋變量和外生變量的滯后階數(shù)。εt為零均值常方差的獨(dú)立同分布正態(tài)過程。根據(jù)Shin等(2014)[6]所提出的方法，在式(1)的基礎(chǔ)上，對所有的外生變量進(jìn)行改造，即將外生變量分解成正項(xiàng)增量和負(fù)項(xiàng)減量兩個部分：

如果Xi，0為初始值，則由此可得如下長期的NARDL(p，qi)模型：

與之對應(yīng)的短期誤差修正模型可寫為如下形式：

此外，在對模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，需要檢驗(yàn)這些系數(shù)是否存在非對稱性。借助Wald檢驗(yàn)方法可以檢驗(yàn)長期和短期的非對稱效應(yīng)，長期非對稱性檢驗(yàn)對應(yīng)的原假設(shè)為Li+=Li-，而短期非對稱性則對應(yīng)通常情況下，存在以下幾種可能情況：

（1）若發(fā)現(xiàn)所有外生變量都無法拒絕長期非對稱性檢驗(yàn)的原假設(shè)Li+=Li-，但都能拒絕短期非對稱性檢驗(yàn)的原假設(shè)，則模型變?yōu)椋?/p>

（3）若所有外生變量在長、短期非對稱性檢驗(yàn)中均無法拒絕原假設(shè)，則模型變?yōu)閭鹘y(tǒng)的ARDL-ECM模型：

（4）倘若部分變量通過（長期或短期）非對稱檢驗(yàn)，而另一部分未通過，則模型將按其檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行相應(yīng)變換。

此外，本文在運(yùn)用NARDL模型進(jìn)行回歸時(shí)，無論是只有長期效應(yīng)、短期效應(yīng)還是兩類效應(yīng)同時(shí)存在，都能夠考察各外生變量中正項(xiàng)或者負(fù)項(xiàng)的單位變動對我國通脹率變動的影響。單位變動引起的非對稱效應(yīng)的大小可以通過動態(tài)乘子來表示：Li+和Li-是前文提及的正項(xiàng)和負(fù)項(xiàng)長期影響系數(shù)。根據(jù)估計(jì)的動態(tài)乘子，可以觀察到變量間的非線性動態(tài)變動情況，即隨著時(shí)間的變化，從初始均衡點(diǎn)到一個新的穩(wěn)定狀態(tài)的非線性動態(tài)調(diào)整過程。

當(dāng)h→∞時(shí)，

2 變量選擇與數(shù)據(jù)收集

2．1 變量選擇

（1）被解釋變量：通貨膨脹率（PI）

現(xiàn)實(shí)中，存在多個能夠衡量通貨膨脹的指標(biāo)，本文選擇最為常用且與居民生活息息相關(guān)的物價(jià)水平CPI變化率作為衡量我國通貨膨脹水平的代理變量。

（2）解釋變量：

①FDI凈流入占GDP的比值（X1）

中國FDI的流入量逐年增加，與此同時(shí)，中國對國外的直接投資（流出）規(guī)模也不斷加大。隨著中國經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程不斷加快，傳統(tǒng)且單一地使用流入規(guī)模來衡量FDI已無法準(zhǔn)確刻畫FDI資本在我國的流動情況。由圖1可見，F(xiàn)DI凈流入是增長與下降交替更迭，而通脹率也呈現(xiàn)出不規(guī)則變動，并不能簡單地推斷FDI會誘發(fā)通貨膨脹，因此有必要研究其非對稱性，即FDI凈流入量的增長和降低如何影響中國的通脹率變動。

圖1 FDI凈流入量與通貨膨脹率

②熱錢凈流入量占GDP比值（X2）

中國的熱錢凈流入量呈連續(xù)的“M”狀，經(jīng)歷了連續(xù)的熱錢流入急劇增加，然后驟降，又大幅回流，再次外逃的過程（參見下頁圖2）。熱錢的大量流入能夠形成大規(guī)模外匯儲備，會加劇國內(nèi)通貨膨脹的壓力，同時(shí)會引起在外匯市場和股票市場瘋狂投資，產(chǎn)生泡沫并造成經(jīng)濟(jì)虛假繁榮，從而影響通貨膨脹預(yù)期。熱錢的流出會造成貨幣突然大幅度減少，致使價(jià)格大幅度下降，這會造成恐慌性的拋售和價(jià)格雪崩，進(jìn)而引起通貨緊縮，使經(jīng)濟(jì)陷入蕭條。因此將熱錢凈流入量分解為正項(xiàng)增加部分和負(fù)項(xiàng)降低部分有利于明晰熱錢對我國通貨膨脹的實(shí)際影響。

圖2 熱錢流入量

③經(jīng)濟(jì)增長率（X3）

經(jīng)濟(jì)增長率與通貨膨脹率存在密切的關(guān)聯(lián)，中國高速增長的經(jīng)濟(jì)往往并不推動當(dāng)期通貨膨脹率的上升，從我國季度數(shù)據(jù)來看，此關(guān)聯(lián)更為明顯（參見圖3）。在中國GDP不斷增長的背景下，通過將經(jīng)濟(jì)增長速度分解為正項(xiàng)加速部分和負(fù)項(xiàng)減速部分來分析經(jīng)濟(jì)增長率與通貨膨脹率間的關(guān)系，不僅利于研究處于不同檔位的中國經(jīng)濟(jì)是如何對國內(nèi)通貨膨脹產(chǎn)生影響，還能為政府宏觀政策的制定提供一定的理論參考，從而實(shí)現(xiàn)有效控制價(jià)格上漲的目的。

圖3 經(jīng)濟(jì)增長率與通貨膨脹率

2．2 數(shù)據(jù)收集

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和代表性，本文采用的數(shù)據(jù)樣本為1997Q1至2015Q2共74個季度數(shù)據(jù)，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、中國人民銀行網(wǎng)站、國家外匯管理局網(wǎng)站、中經(jīng)數(shù)據(jù)庫等。由于FDI、熱錢等數(shù)據(jù)是以美元計(jì)價(jià)統(tǒng)計(jì)的，因此在文中的相關(guān)數(shù)據(jù)均是當(dāng)季統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)乘以相應(yīng)的當(dāng)季人民幣對美元匯率而得出，以得到統(tǒng)一的計(jì)價(jià)單位。表1依次對變量進(jìn)行說明。

3 結(jié)果討論

3．1 模型假設(shè)檢驗(yàn)

在應(yīng)用NARDL進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，需要對時(shí)間序列樣本進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，這是因?yàn)榕c傳統(tǒng)ARDL一樣，NARDL的邊界檢驗(yàn)法也要求回歸元最多為1階單整序列，即樣本序列至多只能存在一個單位根。為此，本文采用一般文獻(xiàn)常用的ADF和PP單位根檢驗(yàn)方法，分別對PI、X1、X2、X3序列，以及它們的差分序列 ΔPI、ΔX1、ΔX2、ΔX3進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以確保數(shù)據(jù)是在NARDL模型的可用范圍之內(nèi)，檢驗(yàn)結(jié)果表明熱錢凈流入量X2為I(0)，其余變量均為I(1)。Johansen和E-G協(xié)整檢驗(yàn)方法失效，可采用NARDL模型檢驗(yàn)變量間是否存在非對稱的長期關(guān)系，過程如下：首先按照Banerjee等(1998)[7]的方式對NARDL模型中的ρ=0進(jìn)行tBDM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，隨后根據(jù)Pesaran等(2001)[8]所提出方法對進(jìn)行FPSS統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2和表3所示。

表1 變量說明

表2 長期關(guān)系及非對稱性檢驗(yàn)

表3 長期非對稱性檢驗(yàn)

由表2中長期關(guān)系檢驗(yàn)可知，無論變量序列是I(0)還是I(1)過程，變量間都存在長期的關(guān)系。此外，根據(jù)表3中長期非對稱性檢驗(yàn)結(jié)果，各變量長期的非對稱性都在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，該結(jié)果證實(shí)X1、X2和X3對我國通貨膨脹率變化在長期來看均存在顯著的非對稱效應(yīng)。隨后，本文對各變量的短期非對稱性進(jìn)行了原假設(shè)為的相關(guān)檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 短期非對稱性檢驗(yàn)

由表4可知，X1和X3在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明FDI與經(jīng)濟(jì)增長對我國通脹率變化在短期內(nèi)存在顯著的非對稱效應(yīng)；而X2無法拒絕原假設(shè)，說明熱錢對通脹率在短期內(nèi)的非對稱效應(yīng)并不顯著。綜合上述檢驗(yàn)結(jié)果可知，外生變量均通過長期非對稱檢驗(yàn)，但X2未通過短期非對稱性檢驗(yàn)，模型將按其檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行相應(yīng)變換：

3．2 估計(jì)結(jié)果分析

由式（8）NARDL模型估計(jì)的結(jié)果列示在表5的左側(cè)，而右側(cè)顯示了采用傳統(tǒng)ARDL模型的估計(jì)結(jié)果。

表5 NARDL與ARDL的估計(jì)結(jié)果

對比以上兩種方法的估計(jì)結(jié)果可知，NARDL的估計(jì)效果更佳，其擬合優(yōu)度（R2）與調(diào)整后的擬合優(yōu)度（Adjusted R2）均遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于ARDL。使用NARDL對我國通脹率與各影響因素進(jìn)行非線性關(guān)系的探索，有利于給出國際因素（FDI與熱錢）和國內(nèi)因素（經(jīng)濟(jì)增長）對我國通貨膨脹率的長短期影響的統(tǒng)計(jì)意義和經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵，以及解釋這些因素影響通脹率的非對稱動態(tài)特征。

表6 長期非對稱效應(yīng)

依據(jù)公式（4），可計(jì)算出各因素對我國通脹率的長期乘數(shù)（參見表6）。首先來看X1對通脹率的影響，其正、負(fù)項(xiàng)長期乘數(shù)分別為-298.833和130.004。這說明從長遠(yuǎn)來看，國外直接投資凈流入規(guī)模與國內(nèi)通貨膨脹間始終存在負(fù)相關(guān)關(guān)系：當(dāng)FDI凈流入量增大時(shí)，通貨膨脹率將下降；而當(dāng)FDI凈流入量的減小時(shí)，通貨膨脹率則會小幅上升。然而，另一種國外投資-熱錢對我國通貨膨脹的影響效果卻完全相反，其凈流入量增加會對我國通脹率起到長期的促進(jìn)作用，而凈流入量減小時(shí)會降低通脹率。此外，經(jīng)濟(jì)增長也是誘發(fā)通貨膨脹的主要因素：當(dāng)GDP增長率升高時(shí)，經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展導(dǎo)致通脹率上升；而當(dāng)GDP增長率下降時(shí)，經(jīng)濟(jì)換擋則引發(fā)通脹率降低。通過圖4可以更清晰地辨別出各外生變量對通脹率的長、短期影響。

圖4 各變量對通脹率的長、短期影響

如圖4所示，X1對通脹率的影響總體表現(xiàn)為短期的先促進(jìn)后抑制和長期的抑制作用，其正項(xiàng)與負(fù)項(xiàng)變動對我國通貨膨脹率的影響具有顯著的非對稱性。X1升高能夠迅速地在短期內(nèi)（前兩個季度）增進(jìn)我國的國際收支順差，增加我國的外匯收入和外匯儲備，但相應(yīng)地，以外匯占款形式投放的基礎(chǔ)貨幣增加促使央行不得不投放更多的貨幣，從而導(dǎo)致貨幣供應(yīng)超過實(shí)際需求，進(jìn)而造成對國內(nèi)通貨膨脹的壓力。自第3個季度開始，X1的正項(xiàng)變動對我國通脹率的促進(jìn)作用逐漸減小，直至第5個季度，其正項(xiàng)變動對通脹率的促進(jìn)作用完全轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔?，從滯?期開始，其抑制作用趨于穩(wěn)定。而X1的負(fù)項(xiàng)變動自始至終都對通脹率產(chǎn)生促進(jìn)作用。

根據(jù)表4可知，X2在短期對我國通脹率存在促進(jìn)作用，但該短期作用的非對稱性并不顯著。長期來看，X2正項(xiàng)變動說明外國的貸款和投資組合流入我國的規(guī)模增大，此時(shí)國家外匯儲備規(guī)模也隨之增大，熱錢的大量涌入迫使央行提高人民幣發(fā)放速度和存量規(guī)模，造成通脹率上升。而X2的負(fù)項(xiàng)變動說明我國熱錢流出規(guī)模增大致使流入我國的凈值變小，減少了貨幣流動性，降低了宏觀經(jīng)濟(jì)的通脹壓力，從而抑制了國內(nèi)的通脹率上升。與此同時(shí)，從國內(nèi)流出的熱錢流入國外，使獲此熱錢的國家通貨膨脹率上升，這便促進(jìn)了通貨膨脹在國際間的傳導(dǎo)。自滯后8期開始，X2的正項(xiàng)和負(fù)項(xiàng)變動對通貨膨脹率的影響趨于穩(wěn)定（參見圖4）。

如圖4所示，通貨膨脹率的短期波動主要受前3個季度的GDP增長率（X3）的影響，并且兩者間關(guān)系變現(xiàn)為正相關(guān)：GDP增速升高造成通脹率上升，而GDP增速下降使得通脹率小幅下降。自滯后8期開始，X3的正負(fù)項(xiàng)變動對通脹率的影響趨于穩(wěn)定。

3．3 結(jié)果可靠性討論

為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ妥罱K設(shè)定和估計(jì)結(jié)果的可靠性，本文利用估計(jì)方程遞歸殘差累積和CUSUM與遞歸殘差平方累積和CUSUMSQ對模型結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。圖5中直線代表在5%顯著性水平上的臨界值。原假設(shè)是誤差修正模型的所有估計(jì)系數(shù)都是穩(wěn)定的，如果殘差和在兩條直線包圍的區(qū)間內(nèi)，無法拒絕原假設(shè)，模型具有穩(wěn)定性。檢驗(yàn)結(jié)果表明，殘差和在5%的臨界值水平上穩(wěn)定，回歸方程具有良好的統(tǒng)計(jì)特性，估計(jì)結(jié)果可靠。

圖5 模型可靠性檢驗(yàn)

4 結(jié)束語

本文利用NARDL模型，分析了長、短期國際資本因素與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素如何影響我國通貨膨脹。通過協(xié)整檢驗(yàn)和非對稱性效應(yīng)檢驗(yàn)，證實(shí)變量之間存在長期關(guān)系，并且得出FDI、熱錢、GDP增長率對我國通貨膨脹率均存在非對稱效應(yīng)的結(jié)論。此外，本文還對傳統(tǒng)的ARDL與基于非線性假設(shè)的NARDL進(jìn)行了比較，并利用修正后的NARDL模型刻畫出我國通脹率與FDI凈流入量和經(jīng)濟(jì)增長速度間的非線性關(guān)系。根據(jù)本文所得實(shí)證研究結(jié)果，提出如下幾點(diǎn)政策建議：第一，為避免因FDI凈流入量降低而產(chǎn)生的通脹問題，政府應(yīng)確定一個適當(dāng)?shù)腇DI資本流出規(guī)模。第二，為避免熱錢的大規(guī)模流入給我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了很多的負(fù)面影響，政府不僅應(yīng)從防控?zé)徨X流入的角度建立起對熱錢流動的監(jiān)測預(yù)警系統(tǒng)，對熱錢流入的渠道進(jìn)行嚴(yán)密監(jiān)控；還須從治理通貨膨脹角度出發(fā)，壓縮熱錢的投機(jī)空間，減少通脹壓力。第三，為避免經(jīng)濟(jì)過快增長帶來的負(fù)面影響(如通脹加劇)，政府應(yīng)切實(shí)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，縱深推進(jìn)創(chuàng)新驅(qū)動，著力調(diào)整和優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，努力提高投資效率。

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（責(zé)任編輯/易永生）

Research on Inflation in China Under New Normal Conditions

Zhao Kai,Gao Yousheng

(Institute of Quantitative Economics,Huaqiao University,Xiamen Fujian 361021,China)

This paper employs Chinese quarterly data from 1997 Q1 to 2015 Q2 and conducts a long-term co-integration test and asymmetric effect test,only to verify that co-integration relationship exists between variables.The paper derives a conclusion that FDI,hot money and GDP growth have asymmetric impacts on Chinese inflation rate.Besides,the paper also compares the traditional ARDL with NARDL based on nonlinear hypothesis,and utilizes the modified NARDL model to describe the nonlinear relationship between Chinese inflation rate,FDI net inflow weight and economic growth rate.

asymmetry;hot money;inflation;FDI

F822.5O212

A

1002-6487（2017）19-0152-05

中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)基金資助項(xiàng)目（華僑大學(xué)哲學(xué)社會科學(xué)青年學(xué)者成長工程項(xiàng)目）（16SKGC-QT04）

趙 凱(1982—)，男，山東青島人，博士，副教授，研究方向：應(yīng)用統(tǒng)計(jì)。

高友笙(1979—)，男，臺灣臺南人，博士，講師，研究方向：金融統(tǒng)計(jì)。