董 華

(遼寧公安司法管理干部學(xué)院，遼寧 沈陽 110161)

一、引 言

當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)面臨著極為嚴(yán)峻的考驗，一方面是通貨膨脹的巨大壓力，另一方面是經(jīng)濟(jì)停滯甚至衰退的威脅。有效遏制通貨膨脹的前提則是清晰認(rèn)識當(dāng)前通貨膨脹產(chǎn)生的原因，范志勇利用21世紀(jì)以來超額的工資增長和通貨膨脹數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證檢驗，認(rèn)為貨幣供給是引起通貨膨脹的首要原因，而不是超額的工資增長，亦即2000—2007年我國還不存在“工資—通脹”的螺旋機(jī)制［1］。趙昕東和耿鵬對我國1996年1季度至2010年1季度GDP、M2、CPI和食品價格指數(shù)建立SVAR模型，分解出四種沖擊對價格總水平的影響程度，研究表明需求沖擊導(dǎo)致的價格波動滯后期顯著小于貨幣沖擊，需求的滯后兩期影響價格水平，而貨幣沖擊和需求沖擊同時考慮才能預(yù)測6個月以后的價格總水平變動［2］。傅強(qiáng)等通過構(gòu)建流動性過剩、需求拉動、成本推動和國外通貨膨脹傳遞的動態(tài)通貨膨脹模型，研究表明流動性過剩是我國通貨膨脹的主要原因，需求拉動和成本推動依次影響較小，國外的通貨膨脹傳遞對國內(nèi)通貨膨脹的影響是最低的，他們認(rèn)為貨幣超發(fā)和信貸擴(kuò)張是引起流動性過剩的首要因素，由凈出口擴(kuò)大導(dǎo)致的過度需求與流動性過剩共同造成我國物價總水平的上漲，進(jìn)而形成通貨膨脹［3］。

在通貨膨脹的調(diào)控與經(jīng)濟(jì)增長速度放緩協(xié)調(diào)問題上，通過提高法定存款準(zhǔn)備金或加息等手段收緊流動性的力度能否導(dǎo)致中國經(jīng)濟(jì)增速下降幅度過大，這些重大問題引起許多學(xué)者對當(dāng)前經(jīng)濟(jì)是否會出現(xiàn)“硬著陸”和“滯脹”的擔(dān)憂。厲以寧認(rèn)為我國當(dāng)前最重要的經(jīng)濟(jì)問題是要防止通貨膨脹轉(zhuǎn)向滯脹，如果經(jīng)濟(jì)增速降到6%，就會出現(xiàn)“滯”。從適度從寬的貨幣政策轉(zhuǎn)向從緊的貨幣政策是可行的，保持積極的財政政策也是必要的，當(dāng)前迫切的問題是要讓貨幣流量恢復(fù)到合理的水平。但一定要適度，否則就有可能會出現(xiàn)滯脹［4］。賀鏗認(rèn)為中國經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)滯漲的原因有兩點:一是從2010年以來通貨膨脹的壓力不斷加大，而且這種通貨膨脹是成本推動型的，成本推動的通貨膨脹恰恰就是滯脹的一個特點。二是我國自1998年為了應(yīng)對亞洲金融危機(jī)就開始實行積極的財政政策，一直斷斷續(xù)續(xù)到現(xiàn)在，金融危機(jī)發(fā)生后，我國進(jìn)一步強(qiáng)化了擴(kuò)張性的財政政策。這種擴(kuò)張的財政政策可能使經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生扭曲，大搞基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加上寬松的貨幣政策流動性，推動了生產(chǎn)要素價格的上漲;同時由于市場內(nèi)在的經(jīng)濟(jì)增長不具備可持續(xù)性，經(jīng)濟(jì)增速回落，這帶來了滯脹的風(fēng)險［5］。

由此可以看出，學(xué)術(shù)界目前對滯脹風(fēng)險的研究基本止于理論層面，難以有效實現(xiàn)對滯脹風(fēng)險的精確衡量。為了克服現(xiàn)有研究的局限性，本文基于豐富的歷史數(shù)據(jù)，率先實現(xiàn)對我國滯脹風(fēng)險進(jìn)行定量的評價研究，通過非線性STR模型對1952—2010年通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長 (實際產(chǎn)出)可能存在的非線性關(guān)系進(jìn)行深入挖掘，旨在通過轉(zhuǎn)移函數(shù)的特征清晰揭示通貨膨脹成因和影響因素之間的微妙關(guān)系并定量評價歷年我國經(jīng)濟(jì)的滯脹風(fēng)險，滯脹風(fēng)險評價模型能夠預(yù)測“十二五”時期我國經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)滯脹風(fēng)險的可能性大小，從而為準(zhǔn)確把握當(dāng)前抑制通貨膨脹的政策操作力度和認(rèn)清轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)環(huán)境提供實證方面的決策參考。

二、模型選擇與數(shù)據(jù)描述檢驗

1.實證模型選擇

平滑轉(zhuǎn)換的思想是Bacon和Watts首次提出的，他們認(rèn)為因變量在不同的極端狀態(tài)間非線性漸變過度可以通過STR模型得到解釋，STR模型能夠很容易地擬合現(xiàn)實或者是檢驗經(jīng)濟(jì)政策的操作效果 (現(xiàn)有文獻(xiàn)大多用于檢驗貨幣政策效果)［6］。隨后，Granger和Terasvirta進(jìn)一步將STR模型拓展成為兩個類別，并認(rèn)為STR模型由于強(qiáng)調(diào)狀態(tài)的連續(xù)光滑轉(zhuǎn)換，很適合描述樣本總體里每個組成成分隨著時間變化呈現(xiàn)大幅轉(zhuǎn)換的情形［7］，這恰好與我國影響實際產(chǎn)出的通貨膨脹因素相似，并且由于STR模型的非線性部分有一個轉(zhuǎn)換函數(shù)控制著非線性部分的參數(shù)的大小，又因為本文考察通貨膨脹成因亦即是研究價格水平與影響因素之間的關(guān)系，非線性STR模型恰好可以完美地擬合通貨膨脹與影響因素之間可能具有的非線性關(guān)系。因此，我們首先采用STR模型進(jìn)行通貨膨脹成因的研究，隨后繼續(xù)采用STR模型對1952—2010年我國經(jīng)濟(jì)運行的滯脹風(fēng)險進(jìn)行定量評價研究。本文所考察的滯脹風(fēng)險評價模型的一般形式可以定義為如下:

其 中， G ( γ， c， st)={1+exp ［-γ (st-c1)(st-c2)］}-1，yt為我國第t期實際產(chǎn)出、pt為第t期居民消費物價指數(shù)(定基)，(-1)為相應(yīng)變量的滯后一階，由于模型中所有變量均為1階單整I(1)過程 (變量的單位根檢驗結(jié)果如表2所示)，而由于建立STR模型的前提是要保證數(shù)據(jù)是平穩(wěn)序列，所以我們對各變量進(jìn)行了取自然對數(shù)和一階差分處理。

針對該模型的特點以及滯脹的產(chǎn)生機(jī)理，基于經(jīng)典的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)AD-AS模型，將評價或預(yù)測我國經(jīng)濟(jì)滯脹風(fēng)險的衡量標(biāo)準(zhǔn)定義為:α1+G(γ，c，st)×β1∈ (-∞，0)，經(jīng)濟(jì)處于滯脹狀態(tài) (物價上升，實際產(chǎn)出下降);α1+G(γ，c，st)×β1=0，經(jīng)濟(jì)處于需求拉動通貨膨脹 (處于潛在產(chǎn)出水平上);α1+G(γ，c，st)×β1∈ (0，+∞)，經(jīng)濟(jì)處于瓶頸式通貨膨脹(資源、原材料的供給約束)。

我們將以上述判斷條件為基準(zhǔn)，利用通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的STR模型來測算1952—2010年我國滯脹風(fēng)險的大小。需要說明的是，上述判斷標(biāo)準(zhǔn)α1+G(γ，c，st)×β1的值若在0附近取值時，我們近似認(rèn)為滿足需求拉動型通貨膨脹的條件，并且該模型能夠定量預(yù)測“十二五”時期我國在轉(zhuǎn)變增長方式和調(diào)控通貨膨脹的大背景下國民經(jīng)濟(jì)所面臨的滯脹風(fēng)險，從而為政府當(dāng)前的相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)決策提供實證依據(jù)和決策上的參考。

2.數(shù)據(jù)描述與統(tǒng)計檢驗

本文所考察的變量包括通貨膨脹率 (用p表示)、人均實際產(chǎn)出 (用y/l表示)、現(xiàn)金實際供給數(shù)量 (用m表示)、消費比例 (社會商品零售總額占GDP的比重，用consume表示)、稅收比例 (稅收占GDP的比重，用tax表示)、政府財政支出比例 (財政支出占GDP的比重，用cz表示)和人均實際貨幣工資 (用wage表示)。其中，將《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》中的以1950年為基期的居民消費價格指數(shù)調(diào)整為1952年，便得到CPI的數(shù)據(jù);人均實際產(chǎn)出的計算過程是:利用“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫”里的三次產(chǎn)業(yè)增加值加總得到我國的名義產(chǎn)出，并用名義產(chǎn)出除以1952年為基期的居民消費價格指數(shù)(CPI)就得到了實際產(chǎn)出，利用實際產(chǎn)出除以“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫”中三次產(chǎn)業(yè)年末人數(shù)總和，便得到了1952—2010年我國人均實際產(chǎn)出;現(xiàn)金實際供給數(shù)量、社會消費品零售總額、稅收、政府財政支出和人均名義貨幣工資數(shù)據(jù)均來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》 (2009—2010年的數(shù)據(jù)通過自回歸補(bǔ)齊)，GDP數(shù)據(jù)來源于“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫”(三次產(chǎn)業(yè)增加值加總得到我國的名義產(chǎn)出)，人均實際貨幣工資是名義人均工資通過CPI調(diào)整得到。為了避免數(shù)據(jù)的劇烈波動和方便數(shù)據(jù)的處理和結(jié)果的解釋，我們分別將上述變量 (非比例變量)取自然對數(shù)。取完自然對數(shù)后各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計和單位根檢驗結(jié)果如表1和表2所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計表

表2 單位根檢驗結(jié)果

從表2單位根檢驗結(jié)果來看，物價水平、人均實際產(chǎn)出、財政支出占GDP的比重、稅收占GDP的比重、社會消費品零售總額占GDP的比重、人均實際工資和流通中的實際現(xiàn)金數(shù)量的水平值均為不平穩(wěn)的，經(jīng)過一次差分之后，都變得平穩(wěn)，亦即這些變量均服從一階單整過程I(1)。為了進(jìn)行后續(xù)分析，我們對這些變量進(jìn)行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示，檢驗結(jié)果表明，所有的研究變量在1%的顯著性水平上僅存在一個協(xié)整關(guān)系，因此，這些變量在長期存在著穩(wěn)定的變動趨勢。

表3 變量序列的協(xié)整檢驗結(jié)果

由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗的前提是序列必須為平穩(wěn)序列，因此我們對各個序列進(jìn)行了一階差分形成平穩(wěn)序列之后再進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。選取的滯后階數(shù)為3階，從表4的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果可以看出，人均實際產(chǎn)出、實際產(chǎn)出和稅收占GDP的比重對通貨膨脹具有單向格蘭杰因果關(guān)系，而流通中實際的現(xiàn)金數(shù)量在5%的顯著性水平上與通貨膨脹具有雙向格蘭杰因果關(guān)系，其余變量和通貨膨脹之間不存在顯著的格蘭杰因果關(guān)系。

表4 變量間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

三、實證研究

1.STR模型的設(shè)定

根據(jù)STR模型的建模要求，由于建立STR模型的前提是數(shù)據(jù)必須滿足平穩(wěn)性條件，所以我們首先進(jìn)行了單位根、協(xié)整和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(檢驗結(jié)果見表2—表4)，經(jīng)過檢驗適合建立STR模型之后，接著要確定自回歸 (AR)部分，經(jīng)過反復(fù)建立線性回歸模型的檢驗，發(fā)現(xiàn)各個解釋變量的滯后項系數(shù)均不顯著。因此，我們決定將各個因素的當(dāng)期項作為解釋變量，取響應(yīng)變量dlnp的滯后1—3階，各個解釋變量的滯后0—1階為解釋變量，一共6種組合，以AIC和SC信息準(zhǔn)則，在序列無關(guān)的前提下選取最優(yōu)的滯后階數(shù)，每一組合的線性回歸結(jié)果如表5所示。

表5 Δlnp對6種滯后組合的回歸結(jié)果

從表5可以看出，在響應(yīng)變量Δlnp為滯后2階，各解釋變量無滯后項時，DW統(tǒng)計量和各變量系數(shù)都顯著，且AIC和SC都達(dá)到了最小值。所以，本文采用 (2，0)組合回歸計算SSR0，進(jìn)而檢驗線性假設(shè)。隨后，我們將要選擇轉(zhuǎn)換變量以及對線性假設(shè)的檢驗，如果拒絕了線性假設(shè)，就應(yīng)進(jìn)一步按照順序檢驗轉(zhuǎn)換函數(shù)的類型，由于本文是為了探索解釋變量中哪些是導(dǎo)致通貨膨脹的原因 (亦即能夠?qū)νㄘ浥蛎洰a(chǎn)生非線性影響)，我們在 (2，0)的滯后組合下分別檢驗了所有變量，對各變量線性假設(shè)檢驗和轉(zhuǎn)換函數(shù)選擇形式的結(jié)果如表6所示。從表6可以看出，我們應(yīng)該選取Δlnm(t)作為轉(zhuǎn)換變量，轉(zhuǎn)換函數(shù)類型均為LSTR1型，亦即轉(zhuǎn)換函數(shù)的形式為:G(st)={1+exp［-γ (st-c1)］}-1，γ＞0。

表6 對線性假設(shè)的檢驗和轉(zhuǎn)換函數(shù)選擇形式的結(jié)果

2.轉(zhuǎn)換變量為Δlnm時LSTR模型的估計結(jié)果分析［8］

根據(jù)表6的轉(zhuǎn)移函數(shù)選擇形式的檢驗結(jié)果，我們采用STR模型中的LSTR1形式進(jìn)行模型的估計和解釋。采用二維格點搜索法來估計初始值，得到的結(jié)果如下:c1的取值范圍為 ［-0.2031，0.3753］，γ 為 ［0.5000，10.0000］，分別從最小值到最大值等間距取30個值，構(gòu)造了900對組合，針對每一組合的c和γ，計算出殘差平方和，取殘差平方和(SSR)最小者為初始值，然后使用Newton-Raphson迭代方法，最大化條件似然函數(shù)，從而得到模型參數(shù)的估計值，最后剔除不顯著變量，對模型進(jìn)行優(yōu)化得到最終的模型形式。具體估計結(jié)果如表7所示。

表7 轉(zhuǎn)換變量為Δlnm(t)的LSTR1模型估計結(jié)果

從表7的估計結(jié)果可以看出，在LSTR1模型的線性部分，Δlnp(-1)、Δlnm、Δtax的系數(shù)均在5%的顯著性水平上顯著，而且，滯后一期的Δlnp(-1)、流通中現(xiàn)金的實際數(shù)量、稅收占GDP的比重對當(dāng)期通貨膨脹均具有促進(jìn)作用，并且Δlnm(t)和Δtax(t)系數(shù)均大于1，Δtax(t)系數(shù)最大，為3.8980。由此可以看出，在我國經(jīng)濟(jì)增長過程中，貨幣流通中現(xiàn)金的實際供給數(shù)量，稅收占GDP比重對通貨膨脹具有較強(qiáng)的影響。

LSTR1模型的非線性部分包括轉(zhuǎn)換函數(shù)和回歸項兩個部分。轉(zhuǎn)換函數(shù)的臨界值c1=0.0121，也就是說轉(zhuǎn)換函數(shù)關(guān)于0.0061(0.0121/2)對稱，當(dāng)轉(zhuǎn)換變量Δlnm=0.0061時，轉(zhuǎn)換函數(shù)值G=0，非線性部分消失，模型完全變?yōu)榫€性形式;當(dāng)轉(zhuǎn)換變量等于臨界值時，G=0.5。斜率γ=172.8988，表明轉(zhuǎn)換的速度較快，當(dāng)轉(zhuǎn)換變量小于0.0121時，轉(zhuǎn)換函數(shù)迅速向1轉(zhuǎn)換，非線性部分對模型的影響就顯現(xiàn)的比較清楚，同時體現(xiàn)出我國實際現(xiàn)金供應(yīng)量對通貨膨脹影響的非對稱性。當(dāng)實際現(xiàn)金供給量出現(xiàn)輕微上升 (＜0.0121)的時候，實際現(xiàn)金供給量對通貨膨脹的非線性影響便十分顯著，實際現(xiàn)金供給量有1%的上升將導(dǎo)致我國通貨膨脹率 (1.2556%-1.1958%)0.0598%的提高，亦即通貨膨脹率對實際現(xiàn)金供給數(shù)量的彈性系數(shù)為0.0598。另外，社會消費品零售總額占GDP的比重增加1%會導(dǎo)致通貨膨脹率提高0.5503%。

3.基于STR模型的我國滯脹風(fēng)險實證檢驗

經(jīng)過檢驗，Δlnp和Δlny均為一階單整過程I(1)，實際產(chǎn)出對價格總水平具有單向格蘭杰因果關(guān)系，從表8的協(xié)整檢驗結(jié)果可以看出，我國實際產(chǎn)出和價格總水平在長期具有穩(wěn)定均衡關(guān)系。利用上述過程對Δlnp和Δlny建立STR模型，最終選擇 (2，0)組合，建立以時間趨勢為轉(zhuǎn)換變量的LSTR1模型，估計結(jié)果如表9所示。

表8 變量序列的協(xié)整檢驗結(jié)果

表9 轉(zhuǎn)換變量為時間超勢的LSTR1模型估計結(jié)果

模型診斷結(jié)果表明，轉(zhuǎn)換變量為時間趨勢的LSTR1模型的殘差序列能夠通過ARCH-LM檢驗、正態(tài)性檢驗和序列相關(guān)檢驗;并且較高的R2說明該模型能夠很好地刻畫實際產(chǎn)出對通貨膨脹的非線性影響。根據(jù)轉(zhuǎn)移函數(shù)和本文第二部分的判斷標(biāo)準(zhǔn)，我們對1955—2010年我國經(jīng)濟(jì)運行中是否存在滯脹風(fēng)險進(jìn)行了仔細(xì)的判斷，其中α1=-4.7328，β1=4.7464，轉(zhuǎn)移函數(shù)G的數(shù)值是從JMulTi軟件導(dǎo)出，根據(jù)滯脹風(fēng)險評價公式計算出來的結(jié)果是，我國經(jīng)濟(jì)在1955—1964年存在著較為嚴(yán)重的滯脹狀態(tài)，可能的原因是與我國建國初期的政治經(jīng)濟(jì)環(huán)境較為復(fù)雜有關(guān)，我國當(dāng)時處于大躍進(jìn)與自然災(zāi)害多發(fā)時期，因此理論上很容易出現(xiàn)通貨膨脹與產(chǎn)出下降并存的局面，這也部分印證了本文研究的結(jié)論與我國歷史上經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顟B(tài)總體上一致，體現(xiàn)出本文思路的可行性。而從1965年開始至今，α1+G(γ，c，st)×β1的值為0.0136，大致位于0附近，可以近似認(rèn)為屬于需求拉動型的通貨膨脹，根據(jù)本文的思路和方法，我們能夠判斷出我國近年來沒有發(fā)生過滯脹，我國的通貨膨脹近似于需求拉動型的通貨膨脹。

四、結(jié)論和政策建議

科學(xué)控制我國通貨膨脹的首要前提是要能夠清晰界定何種原因引發(fā)了通貨膨脹。本文以篩選調(diào)控通貨膨脹的政策工具為出發(fā)點，利用非線性STR模型技術(shù)對1952—2010年影響我國通貨膨脹的諸多因素進(jìn)行了實證檢驗，研究結(jié)果表明:(1)現(xiàn)金實際供給數(shù)量、全社會消費需求占比、政府財政支出、稅收占比以及人均實際產(chǎn)出均對我國通貨膨脹產(chǎn)生了顯著的非線性影響，且均可以用LSTR1模型表示，轉(zhuǎn)換變量對通貨膨脹的影響具有頻繁的線性與非線性的轉(zhuǎn)換。(2)流通中現(xiàn)金的實際數(shù)量增加是導(dǎo)致通貨膨脹的主要原因，我國通貨膨脹不屬于要素價格上漲導(dǎo)致的成本推動型通貨膨脹。(3)我國經(jīng)濟(jì)在1955—1964年存在著較為嚴(yán)重的滯脹狀態(tài)，而從1965年開始至今，我國判斷出我國近年來沒有發(fā)生過滯脹。我國的通貨膨脹屬于需求拉動型的通貨膨脹，滯脹風(fēng)險評價模型在我國具有較高的應(yīng)用價值。

根據(jù)以上研究結(jié)論，對治理我國通貨膨脹提出以下政策建議:(1)控制流動性過剩，避免貨幣發(fā)行過多導(dǎo)致通貨膨脹。(2)社會消費品零售總額占GDP的比重增加1%會導(dǎo)致通貨膨脹率提高0.5503%，表明我國的通貨膨脹屬于需求拉動型的，因此，增加社會總供給是抑制通貨膨脹的一個有效措施。(3)投機(jī)性需求可能導(dǎo)致通貨膨脹，因此，嚴(yán)厲打擊人為操縱市場價格的不正當(dāng)競爭行為也是治理通貨膨脹的重要手段。當(dāng)然，本文的研究也具有不少的局限性:例如在數(shù)據(jù)的選取上，貨幣供給量暫時由于難以獲得M2的數(shù)據(jù)，僅以現(xiàn)金實際供給量代表流動性;由于通貨膨脹發(fā)生的周期很短，其他指標(biāo)難以獲得月度數(shù)據(jù)，因此本文采用的是年度價格總水平進(jìn)行研究;本文風(fēng)險評價模型的建立略顯簡化，由此，建立更加富有預(yù)測性的滯脹風(fēng)險評價模型可能是未來通貨膨脹研究領(lǐng)域里一個很值得關(guān)注的問題和研究的方向。

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