葛騰飛，梁秋霞，萬(wàn)苗苗

（安徽工業(yè)大學(xué) 工商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243002）

在一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的層面上，抑制通貨膨脹、維持物價(jià)穩(wěn)定是宏觀(guān)調(diào)控目標(biāo)中很重要的方面，這是因?yàn)橥ㄘ浥蛎浥c一國(guó)居民的收入分配格局、國(guó)家的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、資源的配置等相關(guān)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量緊密聯(lián)系。從20世紀(jì)80年代至今，我國(guó)共發(fā)生了五輪通貨膨脹，每一輪通貨膨脹都對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)造成了不同程度的影響。最近一輪的通貨膨脹始于2010年，這一次的通貨膨脹范圍較廣、涉及的商品種類(lèi)較多、持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)。為了穩(wěn)定物價(jià)，央行出臺(tái)了一系列的宏觀(guān)調(diào)控措施，包括數(shù)次加息以及多次調(diào)高金融機(jī)構(gòu)存款準(zhǔn)備金率等。本文利用2010-2011年的經(jīng)濟(jì)金融月度數(shù)據(jù)，建立多元線(xiàn)性回歸模型對(duì)此輪通貨膨脹的成因進(jìn)行實(shí)證分析，并據(jù)此得出相關(guān)的研究結(jié)論。

一、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）指標(biāo)選取

大量國(guó)內(nèi)外學(xué)者從經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的各個(gè)角度來(lái)分析我國(guó)此次通貨膨脹的成因，結(jié)合前人以及自己研究成果，我們將我國(guó)第五輪通貨膨脹的成因總結(jié)為四類(lèi)：貨幣因素、成本因素、結(jié)構(gòu)性因素以及預(yù)期因素。

（1）貨幣因素

現(xiàn)代貨幣主義學(xué)派代表人物弗里德曼有句名言:“通貨膨脹總歸是一種貨幣現(xiàn)象?！碧綄ねㄘ浥蛎浬稍颍绻x了貨幣供應(yīng)或投放問(wèn)題，是不可以闡釋清楚的。2008年以來(lái)，我國(guó)中央政府財(cái)政首先推出4萬(wàn)億資金，使中國(guó)財(cái)政政策成為當(dāng)時(shí)全世界最為積極、最為擴(kuò)張性的，占GDP的比重高達(dá)13.3%，而經(jīng)濟(jì)危機(jī)發(fā)源地的美國(guó)其財(cái)政擴(kuò)張規(guī)模僅占GDP的6.8%。尤其是中央財(cái)政擴(kuò)張性政策的帶動(dòng)效應(yīng)更是巨大的，使各省市地方財(cái)政擴(kuò)張性投資幾倍乃至十幾倍地增加。這樣數(shù)以幾十萬(wàn)億計(jì)的資本最終都要從銀行這個(gè)“水庫(kù)”排入流通“渠道”。可以說(shuō)，貨幣投放量過(guò)多是本輪通貨膨脹生成的直接原因。根據(jù)1994年10月28日頒布的《中國(guó)人民銀行貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計(jì)和公布暫行辦法》，我國(guó)貨幣量劃分為M0、M1、M2及M3。隨著我國(guó)金融制度的完善和金融工具的創(chuàng)新，M1、M2對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、價(jià)格水平影響越來(lái)越大，應(yīng)作為貨幣政策的重點(diǎn)監(jiān)控目標(biāo)，而且由于M2是我國(guó)貨幣政策調(diào)控的中長(zhǎng)期目標(biāo)變量，所以在貨幣供給角度下，我們選取的貨幣因素指標(biāo)為貨幣供給量（M2）。

（2）成本因素

首先，世界農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格暴漲以及國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品受自然災(zāi)害影響使糧食、蔬菜、水果等食品供給下降是導(dǎo)致我國(guó)發(fā)生通貨膨脹的一個(gè)重要原因。其次，國(guó)際市場(chǎng)原材料價(jià)格飆升，引發(fā)國(guó)內(nèi)通貨膨脹壓力增加。中國(guó)鋼鐵行業(yè)的對(duì)外依賴(lài)度很高，國(guó)際鐵礦石市場(chǎng)基本上被澳大利亞、巴西等國(guó)大壟斷集團(tuán)所控制，絕大部分鋼廠(chǎng)的鐵礦石都要從澳大利亞、巴西等國(guó)進(jìn)口，加上我國(guó)各鋼廠(chǎng)各自為政，進(jìn)行盲目無(wú)序進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)，近幾年鐵礦石價(jià)格在成倍上漲。再次，石油價(jià)格的暴漲，從源頭上加大了企業(yè)的生產(chǎn)成本，并推動(dòng)“中下游”企業(yè)產(chǎn)品成本成倍增加，形成螺旋式推動(dòng)效應(yīng)，造成終端市場(chǎng)物價(jià)水平大幅度上漲，發(fā)生嚴(yán)重的通貨膨脹。根據(jù)上述分析，本文選取的通貨膨脹成本因素指標(biāo)為：農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)(API)，西德克薩斯輕質(zhì)原油價(jià)格指數(shù)(WTI)、原材料、燃料、動(dòng)力購(gòu)進(jìn)價(jià)格指數(shù)(RE)等。

（3）結(jié)構(gòu)性因素

通貨膨脹從不同角度劃分有各種類(lèi)型，實(shí)際上每種類(lèi)型通貨膨脹都表明了其發(fā)生機(jī)理與原因。例如需求拉動(dòng)型通貨膨脹，其原因是由于社會(huì)總需求大大超過(guò)社會(huì)總供給，是“總量缺口”型通貨膨脹。再如，成本推進(jìn)型通貨膨脹，亦稱(chēng)供給性通貨膨脹，它把通貨膨脹生成的主要原因歸咎于成本上升使總供給曲線(xiàn)不斷向上位移。中國(guó)此輪通貨膨脹主要是由于社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡而引起的物價(jià)水平在一定時(shí)期內(nèi)持續(xù)上漲。當(dāng)今中國(guó)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡可以說(shuō)是全方位、多方面的，主要表現(xiàn)為壟斷部門(mén)與非壟斷部門(mén)失衡、行業(yè)結(jié)構(gòu)失衡、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)失衡、區(qū)域結(jié)構(gòu)失衡等。這諸多結(jié)構(gòu)性失衡衍生出收入差距擴(kuò)大化與內(nèi)生的收入攀比機(jī)制，工資收入與價(jià)格缺乏。然而這些因素難以量化，本文未做出相應(yīng)的指標(biāo)選擇。

（4）預(yù)期因素

通貨膨脹預(yù)期強(qiáng)烈是伴隨本輪物價(jià)上漲的明顯特點(diǎn)。從2009年起我國(guó)就形成了廣泛的通貨膨脹預(yù)期，其形成原因既有國(guó)內(nèi)因素也有國(guó)外因素。國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)后，為抵御國(guó)際金融危機(jī)沖擊，我國(guó)采取了保增長(zhǎng)、擴(kuò)內(nèi)需、調(diào)結(jié)構(gòu)的政策，寬松的貨幣政策和財(cái)政政策，導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品受自然災(zāi)害影響，糧食、蔬菜、水果等食品供給下降。國(guó)家“十二五”規(guī)劃提出的加快形成合理有序的工資收入分配格局、促進(jìn)職工工資水平合理較快增長(zhǎng)的規(guī)劃，形成收入將快速增長(zhǎng)的預(yù)期，使勞動(dòng)力價(jià)格明顯上升。公用事業(yè)價(jià)格尤其是煤水電價(jià)格也處于體制性調(diào)整上升周期。外匯儲(chǔ)備規(guī)模過(guò)大使人民幣投放數(shù)量被動(dòng)增加難以控制。房地產(chǎn)價(jià)格經(jīng)多次調(diào)控難以下降。國(guó)際上美、日等國(guó)持續(xù)采取量化寬松貨幣政策，全球流動(dòng)性過(guò)剩并導(dǎo)致大宗商品價(jià)格上漲。人民幣升值壓力不減，形成輸入性通脹壓力。這一系列因素都在不斷地加強(qiáng)社會(huì)公眾對(duì)通脹的預(yù)期。因此，預(yù)期成為此輪通貨膨脹的又一重要原因，但由于公眾的預(yù)期難以量化，本文也未做出相應(yīng)的指標(biāo)選擇。

綜上，結(jié)合我國(guó)當(dāng)前統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的實(shí)際情況以及數(shù)據(jù)長(zhǎng)度等因素的限制，本文選取貨幣供應(yīng)量指標(biāo)(M2)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)(API)、西德克薩斯輕質(zhì)原油價(jià)格指數(shù)(WTI)、原材料、燃料、動(dòng)力購(gòu)進(jìn)價(jià)格指數(shù)(RE)的月度同比數(shù)據(jù)作為分析此輪通貨膨脹成因的解釋變量，選取通貨膨脹率（INF）作為被解釋變量，建立多元線(xiàn)性回歸模型如下：

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

為了研究貨幣供應(yīng)量 (M2)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)(API)、西德克薩斯輕質(zhì)原油價(jià)格指數(shù)(WTI)、原材料、燃料、動(dòng)力購(gòu)進(jìn)價(jià)格指數(shù)(RE)、對(duì)我國(guó)通貨膨脹率(INF)的影響，我們收集整理了從2010年到2011年的月度同比增長(zhǎng)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站、東方財(cái)富網(wǎng)站、鳳凰財(cái)經(jīng)網(wǎng)、中國(guó)統(tǒng)計(jì)局等網(wǎng)站。樣本期為2011年1月到2011年12月，本文所采用的計(jì)量分析軟件為EViews 6.0。

二、我國(guó)通貨膨脹成因的實(shí)證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

檢驗(yàn)各變量序列的平穩(wěn)性是進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提，本文在此采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)各時(shí)間序列：INF、M2、API、WTI、RE的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，滯后期數(shù)根據(jù)SIC準(zhǔn)則自動(dòng)選取。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表1，ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明INF、API、RE原序列在5%的顯著性水平下是非平穩(wěn)序列，但它們的一階差分序列是平穩(wěn)的，為了保持序列的一致性，本文也將M2、WTI的一階差分進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果可以表示 INF、M2、API、WTI、RE均為一階單整序列。

（二）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

為了研究通貨膨脹率與貨幣供應(yīng)量，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，西德克薩斯輕質(zhì)原油價(jià)格，原材料、燃料、動(dòng)力購(gòu)進(jìn)價(jià)格之間的具體數(shù)量關(guān)系，因此有必要利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來(lái)研究變量間是否具有協(xié)整關(guān)系，其結(jié)果如下：

表2 變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，“至多存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)下的跡統(tǒng)計(jì)量等于53.8816，大于5%的臨界值15.4947，拒絕原假設(shè)，表明在5%的水平上至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系?！爸炼啻嬖?個(gè)協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)下的跡統(tǒng)計(jì)量等于23.2936，小于5%的臨界值29.7971，接受原假設(shè)。因此，這幾個(gè)變量之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。

（三）多元線(xiàn)性回歸模型的檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步研究 M2、API、WTI、RE對(duì) INF是否有顯著的影響關(guān)系，以INF作為被解釋變量，M2、API、WTI、RE作為解釋變量，建立多元線(xiàn)性回歸模型，得到Eviews分析結(jié)果如下：

從OLS估計(jì)結(jié)果可以看出：

（1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。R 2=0.8551，修正后的R 2=0.8246，說(shuō)明通貨膨脹率 (INF)有82.46%的可以由M2、API、WTI和RE聯(lián)合解釋?zhuān)f(shuō)明模型擬合得較好。

（2）方程總體的顯著性檢驗(yàn)。變量之間線(xiàn)性關(guān)系檢驗(yàn)的F值為28.0355，其對(duì)應(yīng)的概率為0.0000，小于顯著性水平0.05，說(shuō)明方程總體是顯著的，且回歸方程變量之間線(xiàn)性關(guān)系較為顯著。

（3）變量的顯著性檢驗(yàn)。解釋變量WTI、RE的檢驗(yàn)概率都大于0.05，說(shuō)明這兩個(gè)解釋變量沒(méi)有通過(guò)t檢驗(yàn)，且解釋變量M2的經(jīng)濟(jì)意義不合理，且D.W.=1.1027，模型存在一階自相關(guān)的可能性很大，所以對(duì)這個(gè)模型做出相應(yīng)調(diào)整。

（四）多元線(xiàn)性回歸模型的修正

根據(jù)上一節(jié)的分析，我們對(duì)變量進(jìn)行一階差分，并建立模型如下：

重新擬合得到的回歸估計(jì)結(jié)果有：

從估計(jì)的結(jié)果可以看出：

（1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。R2=0.7873，修正后的R2=0.7401，說(shuō)明通貨膨脹率INF有74.01%的總變異可以由M2、API、WTI和RE聯(lián)合解釋?zhuān)撃Ｐ蛿M合得較好。

（2）方程總體的顯著性檢驗(yàn)。變量之間線(xiàn)性關(guān)系檢驗(yàn)的F值為16.6584，其對(duì)應(yīng)的概率為0.000007小于顯著性水平0.05，說(shuō)明該方程總體是顯著的，且回歸方程變量之間線(xiàn)性關(guān)系也是顯著的。

（3）變量的顯著性檢驗(yàn)。解釋變量DWTI的回歸參數(shù)值接近于0，且其檢驗(yàn)概率大于0.05，沒(méi)有通過(guò)t檢驗(yàn)，接受原假設(shè)，由此可以判斷，DWTI這個(gè)變量對(duì)于DINF的影響不顯著，所以需要對(duì)這個(gè)模型進(jìn)行再度調(diào)整。

剔除DWTI重新建立多元線(xiàn)性回歸模型如下：

OLS估計(jì)結(jié)果為：

R2=0.7862，調(diào)整后的 R2=0.7525，F(xiàn)=23.2933，D.W.=2.6613

三個(gè)回歸系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義是：當(dāng)DAPI、DRE不變時(shí)，DM2每增加1個(gè)百分點(diǎn)，DINF就增加0.1338個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)DM2、DRE不變時(shí)，DAPI每增加1個(gè)百分點(diǎn)，DINF就增加0.1209個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)DM2、DAPI不變時(shí)，DRE每增加1個(gè)百分點(diǎn)，DINF就增加0.1951個(gè)百分點(diǎn)。結(jié)果顯示，此時(shí)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果經(jīng)濟(jì)意義合理，變量之間的線(xiàn)性關(guān)系檢驗(yàn)以及變量的顯著性檢驗(yàn)均是顯著的，說(shuō)明此時(shí)建立的模型是合適的。因此可以進(jìn)一步得出結(jié)論，即貨幣供應(yīng)量、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格以及原材料、燃料、動(dòng)力購(gòu)進(jìn)價(jià)格是影響此輪通貨膨脹的原因。而西德克薩斯輕質(zhì)原油價(jià)格指數(shù)對(duì)此輪通貨膨脹的影響則不顯著。

三、結(jié)論

本文以2010-2011年的月度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，建立多元線(xiàn)性回歸模型，研究我國(guó)通貨膨脹的成因，通過(guò)實(shí)證分析我們得出如下結(jié)論：

（1）農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，西德克薩斯輕質(zhì)原油價(jià)格，原材料、燃料、動(dòng)力購(gòu)進(jìn)價(jià)格等指標(biāo)的月度同比增長(zhǎng)率均為一階單整序列，同時(shí)根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，這幾個(gè)變量之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。

（2）貨幣供應(yīng)量過(guò)多，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，原材料、燃料、動(dòng)力購(gòu)進(jìn)價(jià)格的過(guò)分增長(zhǎng)是影響此輪通貨膨脹的原因，均給此輪通貨膨脹帶來(lái)了不同程度的顯著影響，而西德克薩斯輕質(zhì)原油價(jià)格指數(shù)對(duì)此輪通貨膨脹的影響則不顯著。

[1]高茵.財(cái)政刺激計(jì)劃、貨幣供應(yīng)量、公眾預(yù)期與通貨膨脹——中國(guó)1996-2008年月度數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2010(2).

[2]吳劍飛，方勇.中國(guó)的通貨膨脹:一個(gè)新開(kāi)放宏觀(guān)模型及其檢驗(yàn)[J].金融研究，2010(5).

[3]和立道，范修禮.擴(kuò)張政策下的貨幣因素分析——基于中國(guó)長(zhǎng)期超額貨幣供給視角分析[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2010(2).

[4]李永寧，趙鈞，黃明皓.經(jīng)濟(jì)學(xué)家的通貨膨脹預(yù)期:理論與實(shí)證[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2010(4).

[5]赫靜萍.我國(guó)目前物價(jià)上漲原因及金融對(duì)策分析[J].長(zhǎng)春大學(xué)學(xué)報(bào)，2011(11).