摘要：本文通過對1996-2005年我國通貨膨脹以及宏觀環(huán)境變化的分析，建立通貨膨脹率的ARMAX模型，分析中央銀行貨幣供應(yīng)量、固定資產(chǎn)投資以及能源價格和通貨膨脹之間的關(guān)系，探討了現(xiàn)階段我國通貨膨脹的成因。最后得出的結(jié)論是：第一，貨幣供應(yīng)量的變化較難解釋我國通貨膨脹率的變化；第二，投資增長并非通貨膨脹的直接成因；第三，能源價格攀升是推動我國通貨膨脹的主要力量。

關(guān)鍵詞：通貨膨脹；ARMAX模型；能源價格

中圖分類號：F821．5 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1004-0544(2006)01-0097-03

一直以來，通貨膨脹都被作為衡量一國宏觀經(jīng)濟運行是否穩(wěn)定和健康的重要指標(biāo)。在1996-2002年間，我國的經(jīng)濟增長率保持了穩(wěn)中略有下降的態(tài)勢，作為衡量通貨膨脹的重要指標(biāo)CPI緩慢下降，自1998年起轉(zhuǎn)為負(fù)增長，并持續(xù)到2003年。但從2003年第3季度開始，我國CPI同比增長值已經(jīng)由負(fù)轉(zhuǎn)正，從9月份開始迅速上升，增長2．17％，12月達(dá)到3．2％；2004年1月，我國CPI同比增長繼續(xù)保持3．2％，還比增長達(dá)1．1‰，并且連續(xù)12個月星上升趨勢。此外，2004年1月末農(nóng)產(chǎn)品同比漲幅超過15％，原材料價格也大幅上升(具體的物價變動情況可參見圖1)。據(jù)此，相關(guān)部門和學(xué)者達(dá)成共識，即我國已經(jīng)出現(xiàn)通貨膨脹，或呈現(xiàn)通貨膨脹預(yù)期。

這種情況已成為近期宏觀調(diào)控需要重點關(guān)注的問題，而正確判斷通貨膨脹的成因，對決策者們采取恰當(dāng)?shù)暮暧^經(jīng)濟政策和措施將通貨膨脹控制在合適的范圍內(nèi)無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

一、關(guān)于通貨膨脹成因的觀點述評

經(jīng)典通貨膨脹理論依據(jù)通貨膨脹的原因?qū)⑵浞謪^(qū)為需求拉動型通貨膨脹、成本推動型通貨膨脹以及結(jié)構(gòu)性通貨膨脹，而現(xiàn)代通貨膨脹理論又將中央銀行過度的貨幣供給和預(yù)期因素作為通貨膨脹發(fā)生上漲的重要因素。我國近年來出現(xiàn)通貨膨脹上升現(xiàn)象之后，國內(nèi)學(xué)者對其成因進行了大量的理論和實證研究，中國人民大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院聯(lián)合課題組(2004)通過對通貨膨脹和投資、產(chǎn)出、過度貨幣供給等宏觀經(jīng)濟變量進行一系列的計量分析后認(rèn)為，投資增長是產(chǎn)出增長的原因，卻并不是通貨膨脹率上升的原因；通貨膨脹率上升也并不是中央銀行擴大貨幣供給的結(jié)果。龔敏等(2005)通過建立向量自回歸模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解研究了貨幣供應(yīng)量變化對GDP(名義和實際)和價格水平的影響機制，認(rèn)為貨幣供應(yīng)量的變化較難解釋我國價格水平變化，盡管貨幣投放量在增加，但是“需求拉上型”通貨膨脹的壓力并不存在，決定我國物價水平變化的因素與其說是總需求，不如說是總供給。王煜(2005)應(yīng)用HP濾波方法估算了我國的潛在產(chǎn)出與產(chǎn)出缺口，并通過基于向量自回歸模型的格蘭杰因果關(guān)系檢驗實證分析了產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率的關(guān)系。結(jié)果顯示1994年以來我國通貨膨脹預(yù)期不是適應(yīng)性的，因此當(dāng)前的通貨膨脹并非由預(yù)期所形成的通貨膨脹慣性所引起。中國人民大學(xué)經(jīng)濟學(xué)研究所(2005)通過對我國宏觀經(jīng)濟形勢的全面考察后認(rèn)為，2004年以來的中國通貨膨脹是復(fù)合性質(zhì)的，在需求拉動型通貨膨脹的基礎(chǔ)上疊加輸入型通貨膨脹和成本推動型通貨膨脹，除由經(jīng)濟快速擴張導(dǎo)致的需求拉動因素以外，CPI指數(shù)和PPI指數(shù)上漲均包含石油和與石油相關(guān)產(chǎn)品進口價格上漲的外部輸入因素，以及農(nóng)產(chǎn)品價格與資源性基礎(chǔ)產(chǎn)品價格上漲的成本推動因素。金三林等則(2005)認(rèn)為資源約束和不合理管制則是本輪通脹的根本原因。

筆者通過對1996-2005年我國通貨膨脹以及宏觀環(huán)境變化的分析，重點通過建立通貨膨脹率的ARMAX模型，分析中央銀行貨幣供應(yīng)量、固定資產(chǎn)投資以及能源價格和通貨膨脹之間的關(guān)系后認(rèn)為，當(dāng)前使得我國通貨膨脹上升的主要因素是來自于供給面的能源約束而非投資拉動。由于我國的能源價格是由國家統(tǒng)一制定，因此可以視為經(jīng)濟系統(tǒng)的外生變量?，F(xiàn)階段我國的通貨膨脹主要是由于粗放型的生產(chǎn)方式所導(dǎo)致的巨大能源消耗，引起能源價格飆升，進而由能源約束引發(fā)的。關(guān)于這一點，現(xiàn)有的關(guān)于通貨膨脹成因的研究雖在理論上有所涉及，但很少從實證上予以論證，本文正是從能源價格與通貨膨脹的實證關(guān)系方面進行了一些嘗試性的研究，力圖填補這一空缺。

二、對我國1996-2005年通貨膨脹成因的實證分析

(一)模型的建立及數(shù)據(jù)說明

為了考察過度貨幣增長、固定資產(chǎn)投資以及能源價格對通貨膨脹率的解釋作用，本文建立了三個ARMAX模型。即模型1：過度貨幣增長和通貨膨脹；模型2：固定資產(chǎn)投資和通貨膨脹；模型3：能源價格和通貨膨脹。以此為基礎(chǔ)，來考察我國通貨膨脹的真實成因。

關(guān)于變量的度量方面，通貨膨脹π以消費物價指數(shù)CPI指標(biāo)(△M_t-△Y_Y)來衡量；過度貨幣增長來衡量，其中 ；M的值選用M_。，Y則選用名義GDP來代表；囿于數(shù)據(jù)的可得性，在本文中采取固定資產(chǎn)投資中三個主要項目房地產(chǎn)，基建和更改的加和值來作為衡量固定資產(chǎn)投資INV的指標(biāo)。能源價格EN的指標(biāo)采取中國人民銀行季報所公布的煤油電的價格指數(shù)。以上變量均選用季度數(shù)據(jù)，樣本期間為1996．1-2005．1，所有的數(shù)據(jù)來源于《中國人民銀行統(tǒng)計季報》1996到2005年各期。為了減小序列的波動，對所有的數(shù)據(jù)做自然對數(shù)變換。并以X11方法進行季節(jié)調(diào)整。

(二)考察過度貨幣增長對通貨膨脹率的解釋作用

為了考察過度貨幣增長對通貨膨脹率的解釋作用，我們建立如下ARMAX模型：

綜合考察AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則的值，最終選用ARNIAX(1，1)描述通貨膨脹率的ARMAX效應(yīng)。模型的估計結(jié)果見下(方程括號中為參數(shù)估計值的t統(tǒng)計量)：

根據(jù)模型估計的結(jié)果，我們可以看到對模型系數(shù)進行t檢驗時，原假設(shè)是系數(shù)等于O。計算得到，AR(1)，MA(1)的系數(shù)t檢驗的P值均為0．0000，拒絕原假設(shè)，系數(shù)是顯著的。而過度貨幣增長的系數(shù)t檢驗的P值為0．6038，大于0．05的顯著性水平，接受原假設(shè)，系數(shù)是不顯著的。這一結(jié)果說明過度貨幣增長并不能看作是通貨膨脹的解釋變量，從而說明通貨膨脹不是過度貨幣供給的結(jié)果。

(三)ST來考察固定資產(chǎn)投資對通貨膨脹的解釋作用

為了考察固定資產(chǎn)投資對通貨膨脹的解釋作用，我們建立如下ARNIAX模型：

綜合考察AIC(Akaike’s Information Criteri-on)信息準(zhǔn)則和SC的值，最終選用A RAVIAX(1，1)描述通貨膨脹率的ARMAx效應(yīng)。模型的估計結(jié)果見表2(方程括號中為參數(shù)估計值的t統(tǒng)計量)。

根據(jù)模型估計的結(jié)果，我們可以看到對模型系數(shù)進行t檢驗時，原假設(shè)是系數(shù)等于0。計算得到，AR(1)，MA(1)的系數(shù)t檢驗的P值均為0．0000，拒絕原假設(shè)，系數(shù)是顯著的。而過度貨幣增長的系數(shù)t檢驗的P值為0．1646，大于0．1的顯著性水平，接受原假設(shè)，系數(shù)是不顯著的。這一結(jié)果說明固定資產(chǎn)投資并不能看作是通貨膨脹的解釋變量。這說明在我們考察的樣本期間，盡管投資總量在增加，但是通貨膨脹的壓力并不存在。

(四)最后考察能源價格變動對通貨膨脹率的解釋作用

為了考察能源價格變動對通貨膨脹率的解釋作用，我們建立如下ARMAX模型：

綜合考察AIC(Akaike’s Information Criteri-on)信息準(zhǔn)則和SC的值，最終選用A RMAX(1，2)描述通貨膨脹率的ARMAX效應(yīng)。模型的估計結(jié)果如下：

根據(jù)模型估計的結(jié)果，我們可以看到對模型系數(shù)進行t檢驗時，原假設(shè)是系數(shù)等于O。計算得到，MA(1)，MA(2)的系數(shù)t檢驗的P值均為0．0000，AR(1)的系數(shù)t檢驗的P值為0．09，均小于0．1，因此可以拒絕原假設(shè)，系數(shù)是顯著的。而能源價格的系數(shù)t檢驗的P值為0．0172，小于0．05的顯著性水平，因此可以拒絕原假設(shè)，系數(shù)是顯著的。這一結(jié)果說明能源價格可以看作是通貨膨脹的解釋變量。

對以上三個ARMAX模型的殘差序列進行自相關(guān)檢驗，結(jié)果說明殘差序列各階的自相關(guān)系數(shù)均處于置信區(qū)間之中，因此，模型的殘差序列不存在顯著的序列自相關(guān)性，從而證明了AKMAX模型的解釋能力。

三、結(jié)論與建議

(一)貨幣供應(yīng)量變化較難解釋我國通貨膨脹的變化

在1996．1-2005．1的樣本期間內(nèi)，貨幣供應(yīng)量對價格變化的影響甚微。雖然在樣本期間內(nèi)，針對有效需求不足和輕微通貨緊縮等問題，中央銀行自1997之后出現(xiàn)了擴張性貨幣政策的跡象，通過多次下調(diào)利率、適度松動銀根、大幅度增強國有商業(yè)銀行資本金等措施不斷增加貨幣供應(yīng)量，以期達(dá)到持續(xù)刺激經(jīng)濟增長的目的，但我國的價格水平仍在持續(xù)回落。這一定程度上意味著，在此期間內(nèi)，決定我國物價水平變化的因素與其說是總需求，不如說是總供給。貨幣政策在這一時期的效力是有限的。

(二)投資并不能解釋我國價格水平的變化

雖然樣本期間內(nèi)投資規(guī)模急劇擴張，2003年我國全年固定資產(chǎn)投資比上一年增長了26．7％；但總體而言，總需求的增長速度還是慢于總供給的增長速度，其中的原因主要來自于我國經(jīng)濟總供給能力的變化。一是長期以來靠投資拉動的經(jīng)濟增長在短期促進總需求增加的同時，在長期也擴張了經(jīng)濟的總供給能力，導(dǎo)致總供給曲線隨總需求曲線一起向右移動。二是隨著我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整、市場化程度的提高以及外資的不斷涌入，經(jīng)濟的總供給能力也在大幅提高。因此，投資增長很難解釋通貨膨脹的變動。

(三)能源價格攀升是推動我國通貨膨脹的主要力量

研究顯示，能源價格變動是近期通貨膨脹問題的主要原因之一。由于重工業(yè)的高速增長，我國對能源和原材料的需求迅速膨脹，而能源短缺問題使得國內(nèi)資源供給趨于緊張，同時由于國際石油價格上漲，進一步加劇了能源供需矛盾，導(dǎo)致我國國內(nèi)能源價格迅速攀升。通貨膨脹壓力與日俱增。

目前，社會各界對當(dāng)前宏觀經(jīng)濟形勢的基本判斷趨同，即認(rèn)為現(xiàn)在經(jīng)濟存在過熱跡象，且主要表現(xiàn)為投資增長和物價上漲。基于此種認(rèn)識，有學(xué)者提出，希望政府壓縮貨幣供給，運用行政手段限制投資。但是，本文通過計量檢驗發(fā)現(xiàn)。投資增長和超額貨幣供給并非此輪通貨膨脹率上升的主要原因，能源價格上升問題造成的瓶頸現(xiàn)象才是導(dǎo)致通貨膨脹的主要因素。能源是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)，國內(nèi)外經(jīng)濟與社會發(fā)展的歷史充分說明，能源與國民經(jīng)濟的發(fā)展存在著極為密切的關(guān)系，能源的價格和供應(yīng)水平將直接影響到社會經(jīng)濟的正常運行。20世紀(jì)70年代的石油危機曾帶動了當(dāng)時全球性的通貨膨脹，自2002年起，中國經(jīng)濟進人了新一輪高增長周期，同時表現(xiàn)出了日益顯著的重化工業(yè)特征，中國將同大部分發(fā)達(dá)國家一樣，將經(jīng)歷人均能源消費量增長較快(尤其在人均GDP在1000—6000美元之間)和能源結(jié)構(gòu)快速變化(石油需求比例上升)的過程。轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長模式，構(gòu)建能源節(jié)約型的經(jīng)濟增長格局，才是從根本上抑制通貨膨脹的有效手段，這應(yīng)該成為今后一個時期我國經(jīng)濟建設(shè)的重要指導(dǎo)方針和政策取向。

責(zé)任編輯 柏振忠

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文。