劉文濤

（貴州財經(jīng)學(xué)院 管理科學(xué)與工程管理學(xué)院，貴陽 550004）

1 問題的提出

在世界經(jīng)濟(jì)全面進(jìn)入后金融危機(jī)時代，歐元區(qū)國家陷入“無就業(yè)復(fù)蘇”，美國也在基礎(chǔ)并不牢固的情況下經(jīng)濟(jì)開始緩慢復(fù)蘇，在實施宏觀經(jīng)濟(jì)政策方面，全球各國表現(xiàn)出迥然的差異化特征。由于經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇進(jìn)程相對疲軟，存在明顯的通貨緊縮跡象，在延續(xù)危機(jī)期間，寬松經(jīng)濟(jì)政策自然而然成為大多數(shù)發(fā)達(dá)國家的選擇。同時由于經(jīng)濟(jì)增長速度相對過快，存在較高的通貨膨脹預(yù)期，實施上調(diào)基準(zhǔn)利率和存款準(zhǔn)備金率等緊縮型政策，是新興經(jīng)濟(jì)體的選擇傾向。世界宏觀經(jīng)濟(jì)兩極分化和截然不同的政策選擇，使得全球投資和投機(jī)資金呈現(xiàn)明顯的趨勢化流向。美國長期推行量化寬松貨幣政策，從而造成全球的流動性泛濫成災(zāi)，對于許多國家的資本市場和宏觀政策均造成很大的負(fù)面沖擊，加大了新興經(jīng)濟(jì)體國家宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的實施難度。在這種相對惡劣的外圍經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，中國經(jīng)濟(jì)的增長速度放緩在所難免。盡管采取了較為嚴(yán)厲的緊縮政策，但由于各國經(jīng)濟(jì)政策的不協(xié)調(diào)和外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不確定，中國緊縮經(jīng)濟(jì)政策的效果尚不明顯，還未能實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的軟著陸，通脹仍然處在高位。本文將運(yùn)用單位根檢驗、協(xié)整理論、向量自回歸模型以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗等計量技術(shù)，主要從實證的角度來研究它們之間的相互影響。

2 向量自回歸模型建模的一般思路

VAR是向量自回歸模型的英文簡寫，為了揭示現(xiàn)實變量沖擊宏觀經(jīng)濟(jì)的形成影響，分析相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)之間的內(nèi)在影響，以及隨機(jī)擾動對整個系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，2011年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)家獲得者Sims，于1980年提出了這套完善的宏觀經(jīng)濟(jì)計量模型。

以兩個變量y1t，y2t滯后1期的向量自回歸模型為例，

y1,t=u1+π11.1y1,t-1+π12.1y2,t-1+u1t

y2,t=u2+π21.1y1,t-1+π22.1y2,t-1+u2t

其中Cov(u1t,u2t)=0,u1t,u2t～I(xiàn)ID(0,b2)。表達(dá)成矩陣，具體形式為

設(shè)

則

那么，含有N個變量滯后k期的VAR模型可以表示如下：

其中，

設(shè)Yt為向量序列，則p階VAR模型表示為：

其中α為n維常數(shù)向量，Ai(i=1,2,…,)p為待定系數(shù)矩陣，其維度為n×n，p是滯后階數(shù)，T是樣本個數(shù)。該式也表示為另一種形式：

其中L為滯后算子，則

由于誤差向量的協(xié)方差矩陣Ω是正定的，則非奇異矩陣Q使QQT=Ω，模型可以表示為：

經(jīng)過數(shù)學(xué)變換，誤差向量εt變?yōu)闃?biāo)準(zhǔn)白噪聲ωt，則可推出正交化沖積的k期脈沖影響。只要變量協(xié)整關(guān)系存在，可導(dǎo)出誤差修正模型（VEC）。

3 實證分析

3.1 數(shù)據(jù)的說明

本文選擇2002年1月至2011年10月的中國統(tǒng)計月度數(shù)據(jù)，信貸投放用全國金融機(jī)構(gòu)貸款余額LOAN來表示，物價采用消費(fèi)者指數(shù)CPI來表示。數(shù)據(jù)分別來自中國人民銀行官方網(wǎng)站和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，為消除異方差，對兩個變量分別取自然對數(shù)，然后建立兩變量VAR模型，本文的一切實證計量均通過EViews6.0軟件來實現(xiàn)。

3.2 平穩(wěn)性檢驗

在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)世界中，大多宏觀變量通常是非平穩(wěn)的，從統(tǒng)計學(xué)意義上來看，其平穩(wěn)性可以通過單位根檢驗來完成。本文采用Augmented Dickey-Fuller Test來完成，即ADF方法分別對兩個序列及其一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗。表1是檢驗結(jié)果，兩個原序列均為非平穩(wěn)，但經(jīng)一階差分后平穩(wěn)，即為一階單整序列I（1）。

表1 1ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

3.3 VAR模型

在數(shù)據(jù)平穩(wěn)性單位根檢驗通過的基礎(chǔ)之上，本文嘗試構(gòu)建2元VAR（1）計量模型。確定最大滯后期K是重要的，這是估計模型之前首先完成的步驟。增加滯后變量個數(shù)，也就是加大VAR模型的K值，可以消除序列自相關(guān)。由于K值過大會降低自由度，所以K值確定很關(guān)鍵，將對模型參數(shù)估計量的有效性將產(chǎn)生直接影響。使用EViews6.0軟件的Lag Length Criteria功能，得到表2。

可以根據(jù)多種判斷準(zhǔn)則選擇滯后階數(shù)，例如軟件中通常包括漢南（Hannan－Quinn）準(zhǔn)則、LR統(tǒng)計量、施瓦茨（Schwartz）準(zhǔn)則以及赤池（Akaike）信息準(zhǔn)則，根據(jù)表2來看，F(xiàn)PE、AIC、SC以及HQ指標(biāo)上均有*號，說明建立滯后2期的VAR模型比較好。

表2 VAR模型最優(yōu)滯后期判斷結(jié)果

表3 VAR(2)模型的估計結(jié)果

表3是模型的實際計算結(jié)果。從表3來看，回歸函數(shù)的R2分別達(dá)到0.761442和0.694005，這足以說明兩個回歸函數(shù)的擬合程度已經(jīng)很好。

3.4 VAR模型穩(wěn)定性檢驗

表4給出了穩(wěn)定性結(jié)果，由于全部根均落在單位圓以內(nèi)，所以可以判斷處VAR模型是穩(wěn)定的，依據(jù)其進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解，得到的結(jié)果是穩(wěn)健、可靠的。

表4 VAR模型單位根表

3.5 協(xié)整檢驗

對于大多數(shù)非平穩(wěn)時間序列，但其線性組合卻可能是平穩(wěn)的。對信貸投放和物價水平兩個一階單整序列在上述VAR模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)行Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗。

表5 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

從表5的結(jié)果來看，跡統(tǒng)計量和最大特征值檢驗結(jié)果均表明兩個變量之間存在一個協(xié)整關(guān)系，根據(jù)向量誤差糾正模型，得出協(xié)整方程為：

LnCPI=0.328336LnLOAN+1.048356

從協(xié)整方程可以看出，銀行信貸規(guī)模對物價的變量具有明顯的正向作用，彈性系數(shù)為0.328836，即銀行信貸每增長1%，消費(fèi)物價指數(shù)也即CPI就增長0.32%。

3.6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

如果對于給定的所有x的過去值，y的值有助于預(yù)測x，則至少存在一個hr，使得vr≠0，則變量y是x的在格蘭杰意義上的原因。

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

上文的實證已經(jīng)表明，在樣本期間中國的信貸投放規(guī)模與物價水平之間存在長期均衡關(guān)系。從表6格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果來看，原假設(shè)對應(yīng)的F統(tǒng)計量均大于臨界值，并且伴生概率均小于0.005，因此均拒絕原假設(shè)，即拒絕LnCPI不是LnLOAN的granger原因和LnLOAN不是LnCPI的granger原因。反之則可以判斷出，金融機(jī)構(gòu)信貸規(guī)模與消費(fèi)者價格指數(shù)之間存在雙向的granger因果原因，也就是說銀行信貸投放增加導(dǎo)致物價水平上漲，而物價水平的上升反過來又催生信貸規(guī)模的進(jìn)一步膨脹。

3.7 廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖函數(shù)本質(zhì)上是一種時間響應(yīng)函數(shù)，具體用來分析當(dāng)在擾動項上加上一個信息沖擊，這個沖擊的大小是一個標(biāo)準(zhǔn)差，標(biāo)準(zhǔn)差是通過漸進(jìn)計算得到的。在圖1中，橫軸表示響應(yīng)期數(shù)(單位：月)，縱軸表示百分比變化。

圖1 中國信貸投放與物價水平的廣義脈沖分析

從圖1下半部分來看，CPI對自身一個標(biāo)準(zhǔn)差信息的響應(yīng)，可以看出CPI一直是一個負(fù)的相應(yīng)，在本期自身一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，第2期迅速回落，第3期達(dá)到峰值以后，以后逐漸收斂，保持了平穩(wěn)的增長。圖1上半部分是CPI對信貸投放一個標(biāo)準(zhǔn)差信息的響應(yīng)，可以看出當(dāng)信貸投放在本期給CPI一個準(zhǔn)標(biāo)差的沖擊后，第2期迅速達(dá)到峰值，以后各期逐漸降低，呈現(xiàn)一種收斂增長的趨勢。

4 結(jié)論及政策建議

本文選擇2002年1月至2011年10月的中國金融機(jī)構(gòu)貸款余額和消費(fèi)者指數(shù)CPI的月度數(shù)據(jù)，構(gòu)建2元VAR（1）模型，進(jìn)行Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗。實證結(jié)果表明：銀行信貸規(guī)模對物價的變量具有明顯的正向作用，彈性系數(shù)為0.328836，即銀行信貸每增長1%，消費(fèi)物價指數(shù)也即CPI就增長0.32%，并且金融機(jī)構(gòu)信貸規(guī)模與消費(fèi)者價格指數(shù)之間存在雙向的granger因果原因，也就是說銀行信貸投放增加導(dǎo)致物價水平上漲，而物價水平的上升反過來又催生信貸規(guī)模的進(jìn)一步膨脹。所以從長期看，中國金融機(jī)構(gòu)貸款余額的增加會導(dǎo)致整體物價水平的上升，近年來迅速膨脹的信貸規(guī)模對全國物價水平的上漲壓力不言而喻。根據(jù)本文實證研究結(jié)果，作者認(rèn)為在近期應(yīng)采取以下宏觀政策手段：

（1）要做好通貨膨脹預(yù)期的引導(dǎo)和穩(wěn)定工作，準(zhǔn)確掌握貨幣政策調(diào)控的重點、力度和步伐。一是央行要做好物價形勢的預(yù)判分析，靈活運(yùn)用基準(zhǔn)利率、準(zhǔn)備金率等多種貨幣政策工具，準(zhǔn)確把握好實施調(diào)控的時機(jī)和力度，切實抑制市場流動性，有效降低通脹壓力。二是進(jìn)一步加快人民幣匯率改革，提高匯率的彈性區(qū)間，合理引導(dǎo)社會公眾對人民幣升值預(yù)期，按照漸進(jìn)可控、積極主動的原則，加強(qiáng)對“熱錢”流入流出的監(jiān)測工作，防范其對國內(nèi)宏觀調(diào)控的沖擊。三是準(zhǔn)確掌握貨幣政策傳導(dǎo)調(diào)控的區(qū)域化差異特點，把握好經(jīng)濟(jì)發(fā)展與控制通脹之間的平衡點，結(jié)合地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域性差異和結(jié)構(gòu)性特點，采取相應(yīng)差別性政策工具，針對各地調(diào)控重點來因地制宜，從而做到“對癥下藥”。

（2）要善于運(yùn)用政策“組合拳”，有效搭配好宏觀政策。財政政策對物價的調(diào)控不是直接的，這是因為它是政府通過稅收調(diào)節(jié)和支出結(jié)構(gòu)的改變來影響總供給和總需求的，其政策制定本身就是一個比較漫長的過程。貨幣政策的獨立性相對比財政政策要更大一些，經(jīng)濟(jì)增長、提高就業(yè)、穩(wěn)定物價和穩(wěn)定匯率等都是它的目標(biāo)，但是穩(wěn)定物價是其最重要的目標(biāo)。同時由于貨幣政策的傳導(dǎo)可以通過資本市場來實施，而資本市場的價格剛性要遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于產(chǎn)品市場，整個市場對貨幣政策更為敏感，因此貨幣政策對物價的調(diào)控也更加有效?？紤]到各種項政策對物價的影響時滯和影響方式都有著較大的差別，所以實施宏觀調(diào)控需要貨幣政策、對外貿(mào)易政策、產(chǎn)業(yè)政策和稅收政策等多種政策組合之間的靈活搭配，才能提高宏觀政策實施的合力和威力，從而達(dá)到對物價進(jìn)行有效調(diào)控的目的。

（3）要加快中央銀行的“透明化”進(jìn)程。除了定期發(fā)布《中國貨幣政策執(zhí)行報告》、《中國區(qū)域金融運(yùn)行報告》等公開報告以外，中央銀行要進(jìn)一步提高貨幣政策操作的透明度，努力做好輿論宣傳工作，加強(qiáng)與公眾的信息溝通交流，有效引導(dǎo)和穩(wěn)定通貨膨脹預(yù)期。

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