湯曉燕

（重慶工程職業(yè)技術學院 財經(jīng)與貿(mào)易學院，重慶 400055）

0 引言

從2010年下半年開始，通貨膨脹成為人們日益關注的焦點。2010年7月居民消費價格指數(shù)（CPI）同比增長3.3%，超過3%的爬行通貨膨脹的指標。2010年11月CPI同比增長5.1%。2011年通貨膨脹率居高不下，3月造成了達到了5.4%。為了抑制通貨膨脹，從2010年10月到2011年6月，中國人民銀行連續(xù)8次上調存款準備金率，連續(xù)4次上調人民幣存款利率。學者普遍認為，正是我國在應對金融危機期間實行的積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策造成了投資過熱和流動性過剩，進而導致了現(xiàn)在的通貨膨脹。貨幣政策和財政政策對通貨膨脹是否有影響，如果是，各自會有多大影響，從政策實施到效果顯現(xiàn)的時滯是多少？針對以上問題，本文將基于狹義貨幣供給M1和財政支出對通貨膨脹的影響進行實證分析，并根據(jù)結論進一步提出應對當前通貨膨脹的政策建議。

1 基于IS-LM、AS-AD模型的理論分析

根據(jù)凱恩斯學派模型IS-LM模型和AS-AD模型，分析貨幣、財政政策對通貨膨脹的影響，模型如下：

其中各變量的意義如下：Y為總收入即GDP水平，C為消費，I為投資，G為政府購買支出，T為稅收減去轉移支付，M 為名義貨幣供給，i為名義利率，Yn為自然產(chǎn)出，P為價格指數(shù)，Pe為預期價格，α為實際產(chǎn)量水平對自然產(chǎn)量的偏離對意外價格變動的敏感程度。假設認為預期價格水平等于上一期價格水平，即Pe=Pt-1；經(jīng)濟最初處于均衡狀態(tài)，即產(chǎn)出處于自然水平狀態(tài)。

1.1 貨幣政策對通貨膨脹的影響

以擴張性貨幣政策為例，擴張性貨幣政策的短期影響：貨幣供給增加，在AS-AD模型中，實際貨幣供給增加，總需求曲線AD向右移至AD1，在價格水平不變的情況下，經(jīng)濟達到B點。同時，在IS-LM模型中，LM曲線向下移至LM1，均衡點由A點移至B點。在勞動力市場中，產(chǎn)出增加，就業(yè)機會增加，失業(yè)率下降，工人對工資的討價還價能力提高，工資水平上漲，生產(chǎn)成本提高，價格水平上升。隨著經(jīng)濟沿著總供給曲線移動（B到A1），價格隨產(chǎn)出的增加而上升，實際貨幣供給減少，LM1曲線上移至LM2，均衡點移至A1。產(chǎn)出增加至Y1，大于自然產(chǎn)出水平Yn。

1.2 財政政策對通貨膨脹的影響

以擴張性財政政策為例，擴張性財政政策的對價格的短期影響：如圖2所示，經(jīng)濟最初處于自然水平狀態(tài)。政府購買支出增加，在AS-AD模型中，實際貨幣供給增加，總需求曲線AD向右移至AD1，在短期價格水平不變的情況下，經(jīng)濟達到B點。同時，在IS-LM模型中，IS曲線向右移至IS1，均衡點從點A移至B。隨著經(jīng)濟沿著總供給曲線移動（B到A1），價格隨產(chǎn)出的增加而上升，實際貨幣供給減少，LM曲線上移至LM1，均衡點移至A1，產(chǎn)出增加至Y1，大于自然產(chǎn)出水平。

圖1 貨幣供給增加對通貨膨脹的影響

圖2 財政支出增加對通貨膨脹的影響

2 實證分析

2.1 樣本數(shù)據(jù)的選取和變量描述

本文選用中國宏觀經(jīng)濟的月度數(shù)據(jù)對貨幣財政政策和物價水平的關系進行實證分析。由于我國的利率是非自由化的，所以選用貨幣供給代表貨幣政策的變量；財政支出更能體現(xiàn)國家財政政策導向，所以選用財政支出代表財政政策的變量。最終選取的數(shù)據(jù)包括通貨膨脹率pai(用居民消費價格指數(shù)CPI的變化衡量)、貨幣供給M1、政府財政支出gex，樣本取自1993年1月到2010年12月，共計216個月度數(shù)據(jù)的時間序列。由于沒有每年12月的政府財政支出，這部分數(shù)據(jù)由每年的總財政支出減去每年前11個月的財政支出總和而得。數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局和中國經(jīng)濟景氣月報。

由于貨幣供給和政府財政支出會受通貨膨脹的影響，所以選用實際貨幣供給（m1p）和實際政府財政支出(gexp)，并經(jīng)過x11季節(jié)調整，得到m1psa、gexpsa。為了研究貨幣供給增長率和財政支出增長率對通貨膨脹率的影響，最后選取的變量為pai、log(m1psa)和log(gexpsa)。

2.2 數(shù)據(jù)檢驗

（1）平穩(wěn)性檢驗。

傳統(tǒng)的計量方法是建立在動態(tài)穩(wěn)定性的假設之上，但是實際的時間序列往往是非平穩(wěn)的。如果采用傳統(tǒng)的計量回歸方法，很有可能出現(xiàn)“偽回歸”。所以，要首先對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。

本文對三個時間序列進行ADF單位根檢驗（表1），使用AIC和SC信息標準作為最佳滯后長度的選擇標準。使用ADF法對時間序列具有時間趨勢、截距項和時間趨勢以及二者都沒有這三種模型分別做了單位根檢驗。檢驗結果表明，通貨膨脹率pai和財政支出log(gexpsa)是平穩(wěn)的；貨幣供給log(gexpsa)是非平穩(wěn)的，它的一階差分是平穩(wěn)的。這三個時間序列不能構成協(xié)整關系。

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗

雖然通貨膨脹率和財政支出的時間序列是平穩(wěn)的，但是其滯后項系數(shù)的t值不顯著。故選用PP（Phillips-Perron）平穩(wěn)性檢驗（表2），檢驗結果表明，各時間序列都是非平穩(wěn)序列，一階差分是平穩(wěn)的，三個時間序列為一階單整序列，即I(1)，可以構成協(xié)整關系。

堅持精準營銷，全面參與市場競爭。一是堅持客戶分級管理，按照“大客戶保銷量、中小客戶保效益”的原則，細分區(qū)域市場和客戶需求，精準實施“一戶一價”、“梯次定價”等差異化營銷策略，鎖定優(yōu)質大客戶135戶。二是活用零售競爭“三部曲”，搶占市場主動權，按照“面上競爭要穩(wěn)、點上競爭要狠”的思路，在市場爭奪區(qū)打談結合、以打促談，促進市場回歸理性競爭。由此，取得哈爾濱東部和齊齊哈爾甘南縣、訥河國道等多個競爭搶奪區(qū)域勝利，當期實現(xiàn)柴油機出同比增幅85%。三是建設和運用零售營銷決策系統(tǒng)，推行“一站一策”、“一戶一策”模擬決策，提升零售營銷響應和決策效率，在“油非互促”環(huán)節(jié)，利用信息化手段提高營銷效率。

表2 PP檢驗結果

（2）協(xié)整檢驗。

為了檢驗三個變量得出的計量結果是否存在虛假回歸，本文選用Johansen方法檢驗變量之間是否具有協(xié)整關系（表3），如果存在協(xié)整關系，那么得出的回歸結果是有經(jīng)濟意義的。

運用跡檢驗統(tǒng)計量和最大特征值檢驗統(tǒng)計量的結果表明，在5%的顯著性水平上，通貨膨脹率、實際貨幣供應量季節(jié)調整m1psa和實際財政支出季節(jié)調整gexpsa在樣本期間內存在一個協(xié)整關系。

表3 Johansen協(xié)整檢驗結果

2.3 模型構建和結果

（1）VAR模型。

傳統(tǒng)的經(jīng)濟計量方法是以經(jīng)濟理論為基礎來描述變量關系，需要區(qū)分內生變量和外生變量。但是內生變量既可以出現(xiàn)在方程的左端又可以出現(xiàn)在右端，使得用傳統(tǒng)的計量方法無法正確估計變量之間的關系。向量自回歸模型（VAR）打破了這一限制，建立各個變量之間關系的模型。

本文選用不含外生變量的非限制向量自回歸模型：

Yt是k維內生變量列向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本個數(shù)。k×k維矩陣?1,…,?p和k×d維待估參數(shù)矩陣。εt是k維擾動列向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯后值相關且不與等式右邊的變量相關。

（2）滯后階數(shù)p的確定。

在VAR模型的分析過程中，合理判斷模型的滯后階數(shù)是非常關鍵的。目前的實證研究中往往利用AIC、SIC信息準則判斷VAR模型的滯后階數(shù)。

本文根據(jù)相關的AIC、SIC信息準則，確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)p為3。下面是VAR模型的極大似然估計結果。對于VAR模型來說，分析單個系數(shù)的估計結果并不能清楚地識別相關變量之間的影響。所以對于VAR模型系統(tǒng)來說往往是利用脈沖響應分析和方差分析分析模型變量之間的相互影響。

（3）脈沖響應函數(shù)。

脈沖響應函數(shù)是描述一個內生變量對誤差的反應，即擾動項發(fā)生變化時，或是模型受到某種沖擊時對內生變量的當前值和未來值的影響。圖3、圖4是對VAR(3)模型的脈沖響應函數(shù)曲線，橫軸表示滯后階數(shù)，縱軸表示內生變量對沖擊的響應程度。

狹義貨幣供給M1的正向沖擊對通貨膨脹率的pai產(chǎn)生正向效應,在滯后4月物價上漲達到高峰后下降，后30月內都產(chǎn)生正向作用并趨于平穩(wěn)，驗證了貨幣供給的增長帶來物價上漲的觀點。gex的正向沖擊對通脹水平的pai在前3個月產(chǎn)生負向效應，從第4個月開始產(chǎn)生正向效應，緩慢上升至第15個月達到最大值后趨于平緩，也驗證了財政支出的增長帶來物價上漲的觀點。同時，我們看到財政政策的效果相對于貨幣政策的效果顯現(xiàn)相對滯后。這是因為在產(chǎn)品市場上，財政支出增加對產(chǎn)品需求、供給的調節(jié)有一定的時滯，而貨幣供應的增加會較快速地影響貨幣市場。

（4）方差分解。

圖3 貨幣供給對通貨膨脹率的脈沖響應

圖4 財政支出對通貨膨脹率的脈沖響應

方差分解是通過分析每一個沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。內生變量變化主要由方差來測度。本文中的VAR模型方差分解如圖5所示。這些曲線顯示出源于不同擾動項的變化引起的方差占內生變量總方差的百分比。

圖5 貨幣供給和財政支出對通貨膨脹率變化的貢獻程度

由圖5可得，除去通貨膨脹率滯后值對當期通貨膨脹率的影響，貨幣供給和財政支出對通貨膨脹率的貢獻率為正，其和約為10%?？梢钥闯?，貨幣供給對通貨膨脹的貢獻先于財政支出顯現(xiàn)，并且貨幣供給對通貨膨脹率的貢獻大于財政支出。這個問題可以由粘蠅紙效應和財政幻覺來解釋。

所謂粘蠅紙效應，即錢粘在它所到達的地方，對地方公共部門的撥款將用于地方公共部門。擴大的財政支出并不產(chǎn)生公共品消費和私人品消費的同比例增長，而是公共品消費增長比例大于私人品消費的增長。財政支出增加使人們產(chǎn)生財政幻覺，認為公共產(chǎn)品的成本下降，便擴大公共品的消費量。財政幻覺的產(chǎn)生主要是因為政府官員依靠信息不對稱從自身利益出發(fā)，努力將財政支出用在政府部門。

為了比較貨幣財政政策在不同時期對物價水平的影響，對通貨膨脹時期和通貨緊縮時期分別進行方差分解。通貨緊縮選用樣本區(qū)間1998年1月至2002年12月，通貨膨脹時期選用樣本區(qū)間2003年1月至2007年12月。

圖6 通貨緊縮與通貨膨脹時期的貨幣供給和財政支出的貢獻程度

由圖6所示，通貨膨脹時期的貨幣政策效力遠大于通貨緊縮時期，通貨膨脹時期的財政政策效力稍大于通貨緊縮時期。證明在通貨膨脹時期，緊縮性的貨幣政策和財政政策對抑制通貨膨脹具有明顯的調節(jié)作用。

（5）Granger因果關系檢驗。

Granger因果關系檢驗實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。如果x的滯后值對y有影響，或是對y的解釋程度提高，x對y的預測有幫助，那么就成“x是y的Granger原因”。本文運用VAR模型中的Granger因果檢驗，滯后階數(shù)為3，得到以下結果：

表4 Ganger因果關系檢驗結果

從表4中可以得知：在5%的顯著性水平下，財政支出和貨幣供給都是通貨膨脹率的Granger原因，而通貨膨脹率不是財政支出和貨幣供給的Granger原因。

3 結論及政策建議

本文以貨幣供給和財政支出為貨幣財政政策變量，運用VAR模型對貨幣供給、財政支出對通貨膨脹的影響進行脈沖響應及方差分解等實證分析，并得出以下結論：

（1）優(yōu)先考慮貨幣政策。

通過實證分析表明，貨幣政策對價格水平帶來的效應快于財政政策。尤其是在通貨膨脹時期，貨幣政策對價格水平的影響大于通貨緊縮時期。所以，就目前的形勢來看，在制定政策調整經(jīng)濟運行時要首先考慮貨幣政策，在短期內達到預期效果來穩(wěn)定經(jīng)濟。這也正是現(xiàn)在政府采取的主要的宏觀調控政策。

從2010年10月出現(xiàn)通貨膨脹開始，央行不斷上調存款準備金率。從18.00%（2010年11月29日）持續(xù)上調至20.50%（2011年4月21日），預計存款準備金率仍有上調空間。同時，央行也不斷上調利率，雙管齊下，降低貨幣流通量，進而抑制物價上漲。

（2）提高財政透明度以及財政效率，降低財政政策的時滯。

我國財政預算透明度不高，導致有關部門和人員在資金分配和使用自行支配權過大，沒有形成有效的監(jiān)督機制，產(chǎn)生了粘蠅紙效應，使財政政策的調控效力在一段時間后才能顯現(xiàn)出來。

（3）調整財政支出的結構，加大財政政策的調節(jié)力度。

精簡機構和人員數(shù)量，降低財政支出中的行政管理支出比例。在保證國內生產(chǎn)總值平穩(wěn)增長的同時，將更多的財政支出用于提高居民消費能力和企業(yè)生產(chǎn)能力上，增大財政政策對物價水平的影響程度。針對現(xiàn)階段的通貨膨脹，應采取適度緊縮的貨幣政策以及穩(wěn)健的財政政策。當通貨膨脹率不再繼續(xù)上升時，再采取適度緊縮的財政政策，以降低通貨膨脹率。

[1]Raffaela Giordano,Sandro Momigliano,Stefano Neri,Roberto Perotti.The Effects of Fiscal Policy in Italy：Evidence from a VAR Model[J].European Journal of Political Economy,2007,(23).

[2]Oscar Bajo-Rubio,Carmen Díaz-Roldán,Vicente Esteve.Deficit Sus?tainability and Inflation in EMU：an Analysis from the Fiscal Theory of the Price Level[J].European Journal of Political Economy,2009，(25).

[3]龔六堂,鄒恒甫.財政政策與價格水平的決定[J].經(jīng)濟研究,2012，(2).

[4]王立勇,李富強.我國相機抉擇財政政策效應非對稱性的實證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究,2009，(1).

[5]張延.擴張性財政政策的中長期后果：通貨膨脹——凱恩斯主義模型對1992～2009年中國數(shù)據(jù)的檢驗[J].經(jīng)濟學動態(tài),2010，(1).

[6]王錚.貨幣政策沖擊與我國區(qū)域經(jīng)濟波動的動態(tài)關聯(lián)研究[J].經(jīng)濟問題,2010，(12).