沈韻 彭翔

摘要：隨著2010年我國經(jīng)濟增長速度放緩開始，我國經(jīng)濟逐漸步入“新常態(tài)”，雖然當前我國物價保持較低的增速，但是從長遠看我國仍面臨著較大的通脹壓力。據(jù)此，本文主要研究影響我國物價水平變動的因素，在對我國1986-2013年物價水平變動數(shù)據(jù)分析的基礎上，通過granger檢驗等分析物價水平與投資、廣義貨幣供給量、通脹預期、貨幣化程度、失業(yè)率、匯率之間具體的關系。

關鍵詞：物價水平；廣義貨幣供給；通脹預期；貨幣化程度；Granger因果檢驗

一、引言

當前，我國經(jīng)濟正逐漸步入“新常態(tài)”，經(jīng)濟面臨著“滯漲”的壓力。自2010年開始我國經(jīng)濟增長速度開始放緩，目前物價水平一直維持較低的增速，但這不能表明我國經(jīng)濟處于穩(wěn)定狀態(tài)，通脹壓力仍然較大且將持續(xù)下去，本文通過對1986-2013年物價變動及待選變量數(shù)據(jù)變動的分析，研究影響我國物價水平的決定性因素及其影響機制，最終得出模型并檢驗。

二、理論分析

引起物價水平上漲的因素眾多，當物價水平上漲率達到一定程度時就會出現(xiàn)通貨膨脹，通貨膨脹達到一定程度會嚴重阻礙經(jīng)濟發(fā)展導致經(jīng)濟危機。因為分析影響物價水平變動的決定性因素是至關重要的。本文將從以下幾個方面進行探討：

（一） 固定資產(chǎn)投資

我國近年來，主要靠投資拉動經(jīng)濟增長，投資作為拉動我國經(jīng)濟增長的三駕馬車的作用毋庸置疑，其對我國物價水平變動的影響不容小覷。本文采取固定資產(chǎn)投資作為其代理變量。

（二）貨幣供給量

佛里德曼認為，物價水平上升是貨幣現(xiàn)象，是貨幣供給增加所導致的。本文采取M2作為貨幣供給量的代理變量。

（三）失業(yè)率

根據(jù)菲利普斯曲線，適當?shù)娜萑掏浛梢越档褪I(yè)率，即二者之間存在著此消彼長的負相關關系。但是這種關系在我國將會是什么情況呢？因此本文將失業(yè)率考慮在內。

（四）貨幣化程度

貨幣化程度可以認為是某一經(jīng)濟體廣義貨幣供給M2與GDP之比。

（五）通脹預期

根據(jù)預期理論，如果全社會預期物價水平將會上升，這種心理預期將會提前導致物價水平的上升。本文用上一年的物價水平代表本期的通脹預期。

（六）匯率

隨著我國匯率機制不斷改革，匯率市場化機制不斷加快，人民幣逐漸走向國際化，我國現(xiàn)在所施行的以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節(jié)、有管理的浮動匯率制度對通脹的影響是否符合傳統(tǒng)理論分析的結論？其影響又如何？因此需要我們將匯率這一因素引入。

三、實證分析

本文選取的待選變量為：物價水平，投資，貨幣供給量，通脹預期，貨幣化程度，失業(yè)率，匯率。以GDP平減指數(shù)為物價水平的代理變量，我國統(tǒng)計年鑒中只給出了按當期價格計算的GDP（名義GDP）而并未直接給出GDP平減指數(shù)的數(shù)據(jù)，所以只能根據(jù)它的初始公式推算，即：GDP平減指數(shù)=現(xiàn)價GDP/不變價GDP（以1978年為基年）；以滯后一期的居民消費價格指數(shù)作為通脹預期。故將解釋變量設定為：物價p；固定資產(chǎn)投資i；貨幣供給量m2；通脹預期f；貨幣化程度f；失業(yè)率u；匯率s。被解釋變量為GDP平減指數(shù)p。選取各變量1986-2013年間的年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)，主要數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局。

（一）模型設定

為分析各變量變化趨勢，利用eviews軟件作出各變量隨時間變化的曲線圖，從所得圖形可以看出，p， i， m2， z， u呈上升趨勢，且i，m2指數(shù)型上升，f波動性較大，s先升后降，因此，初步將模型設定為指數(shù)模型：

Pt=AItαM2tβFtγZtδUtλStνEεt（1）

其中，A為常數(shù)，α，β，γ，δ，λ，ν分別為各變量的彈性，εt為隨機擾動項。對上式兩邊同時取對數(shù)：

LnPt = C +αLnI +βLnM2t +γLnFt + δLnZt + λLnU +νLnSt + εt（2）

（二）數(shù)據(jù)檢驗

所有變量至少在顯著水平10%下通過了單位根檢驗，即它們具有平穩(wěn)性。進一步可以對其進行協(xié)整檢驗，即對模型（2）進行LS回歸分析所得的殘差進行平穩(wěn)性檢驗，t統(tǒng)計量小于在1%顯著水平下的臨界值，所以殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明解釋變量與被解釋變量之間存在協(xié)整關系。

（三）Granger檢驗

各數(shù)據(jù)之間是平穩(wěn)的，為確定解釋變量與被解釋變量之間的因果關系，我們采用Granger因果檢驗，從檢驗結果中可知，lni是lnp的granger成因，lnm2是lnp的granger成因，lnf、lnz對lnp的影響不是很大，而lnu與lnp之間存在微弱的相互影響，lnp對lns的影響相對方向影響稍微大點，但影響程度都非常小。

（四）滯后期

根據(jù)理論，貨幣政策具有時滯性。而匯率的變化同樣具有時滯性，即當期匯率變動一般會對下期而非當期進出口產(chǎn)生較大的影響，并且從進出口變動引發(fā)國內物價變動也需要一個過程，由此本文將M2供給滯后一期、匯率變動率滯后一期作為物價變動的解釋變量。

（五）多重共線性檢驗

從以上的分析結果可看，雖然擬合度和F統(tǒng)計量都較高，但是部分解釋變量的參數(shù)不符合經(jīng)濟含義，通脹預期會促進物價上升而以上的分析結果其參數(shù)為負值，此外影響物價水平的重要因素M2供給量t統(tǒng)計量不顯著，這些情況都有可能說明模型存在多重共線性，本文采用逐步回歸的辦法，在加入lnzlnu、lns（-1）后，其t參數(shù)均不顯著，可判斷其與其他變量間可能存在高度相關性，引起了多重共線性，因此最終將這三個因素舍去。

（六）異方差檢驗

本文采取white檢驗法進行異方差檢驗，從檢驗結果可以看出，nR2=22.62348，由white檢驗知，在α=0.05下大于其臨界值，拒絕原假設，而其解釋變量的t檢驗也不顯著，表明模型存在異方差。本文采取WLS法進行修正：

選取權數(shù)w1=1/|e|；w2=1/e^2。經(jīng)估計檢驗發(fā)現(xiàn)權數(shù)w2效果最好，可得知DW=1.718977，查表知dU=1.413故無自相關。

因此最終得到模型為：

LnPt=-5343073+0093901LnI+0158352LnM2（-1）+0812289LnF（4）

（0187562）（0003839）（0003223）（0039035）

t =（-2848700）（2445863）（4912904）（2080930）

R2=0999527R2=0999465DW=1718977

從回歸分析結果可以看到，各參數(shù)符合經(jīng)濟含義，投資、貨幣供給、通脹預期都會促進物價上升，且擬合優(yōu)度也較高。

四、結論

從分析結果可以看到，首先廣義貨幣供給量M2的變動、通脹預期、投資對我國物價變動有著顯著的推動作用，雖然在分析過程中最終將貨幣化程度、失業(yè)率、匯率這三個因素舍去，但是不難看出貨幣化程度對我國的物價上升有一定的抑制作用，而失業(yè)率與物價水平之間呈較為微弱的負相關關系，這也說明了對于我國而言并不存在明顯的菲利普斯曲線理論特征。

基于此，在應對當前通脹的政策上，首先應該高度重視通脹預期的作用；其次，強化信用基礎、規(guī)范地下經(jīng)濟、完善金融體制改革，以求在加快我國貨幣化進程的同時提升經(jīng)濟貨幣化的質量；再次，加大對貨幣供應量的控制力度，謹防貨幣量過度發(fā)放；最后，要積極合理地引導投資流向從而可以避免使得投資這一引擎“熄火”而引發(fā)經(jīng)濟“二次探底”。 （作者單位：1.重慶工商大學財政金融學院；2. 中央民族大學經(jīng)濟學院）