劉金全，李 書

(吉林大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，吉林 長(zhǎng)春 130012)

一、引 言

21世紀(jì)以來，在經(jīng)濟(jì)全球化洪流的沖擊之下，中國(guó)經(jīng)濟(jì)也進(jìn)入了大調(diào)整和大發(fā)展時(shí)期，而物價(jià)穩(wěn)定是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的先導(dǎo)條件。這一期間我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)總體上相對(duì)平穩(wěn)，但也出現(xiàn)了多次價(jià)格調(diào)整周期，尤其是在金融危機(jī)前伴隨著進(jìn)出口貿(mào)易的大幅擴(kuò)張以及危機(jī)后四萬億刺激政策的實(shí)施，都帶來了通脹率的明顯上升。就2016年上半年而言，CPI溫和上漲，整體漲幅2.1%，最低點(diǎn)為1月份的1.8%，最高點(diǎn)為2.3%。盡管當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)面總體運(yùn)行良好，但面對(duì)世界經(jīng)濟(jì)依舊疲軟的態(tài)勢(shì)，以及我國(guó)“去產(chǎn)能、去庫(kù)存、去杠桿、降成本、補(bǔ)短板”的改革進(jìn)程仍處于前中期階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、經(jīng)濟(jì)增速放緩、市場(chǎng)需求收縮等諸多問題仍在，通脹風(fēng)險(xiǎn)未來仍可能對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)造成威脅。為了實(shí)現(xiàn)物價(jià)穩(wěn)定，首先應(yīng)探索我國(guó)通貨膨脹的關(guān)鍵成因及傳遞機(jī)制。隨著全球經(jīng)濟(jì)的發(fā)展變化和我國(guó)自身政策背景與市場(chǎng)環(huán)境的不斷變遷，通貨膨脹的形成過程和作用機(jī)制也并非一成不變。因此，本文在梳理現(xiàn)有研究理論的基礎(chǔ)上，選取有代表性的指標(biāo)變量，引入時(shí)變向量自回歸模型，對(duì)我國(guó)通貨膨脹成因進(jìn)行更為精準(zhǔn)地計(jì)量分析，找出主導(dǎo)因素并識(shí)別其時(shí)變特征，以有的放矢地提出防范措施和治理建議。

二、文獻(xiàn)綜述

回顧以往國(guó)內(nèi)外的研究成果，主要從以下幾個(gè)角度對(duì)通貨膨脹的成因進(jìn)行分析：需求拉動(dòng)理論、成本推動(dòng)理論和輸入理論。

需求拉動(dòng)理論主要是指當(dāng)來自消費(fèi)或投資等的社會(huì)總需求過度增長(zhǎng)，超過了總供給能力時(shí)所引發(fā)的通脹現(xiàn)象。針對(duì)總需求過度增長(zhǎng)的解釋有兩種，一方面是凱恩斯主義所強(qiáng)調(diào)的實(shí)際需求因素的影響，另一方面是貨幣主義提出的貨幣因素的影響。凱恩斯主義認(rèn)為充分就業(yè)代表社會(huì)資源已最大程度上得到利用，若此時(shí)，總需求依然在增加，那么就會(huì)出現(xiàn)實(shí)際需求超過充分就業(yè)需求的情況，并產(chǎn)生一個(gè)差額，可以用“通脹性缺口”來描述，于是這種短缺會(huì)帶來物價(jià)的上漲。這一觀點(diǎn)表明通脹與失業(yè)不會(huì)共存，只有在充分就業(yè)的前提下才可能發(fā)生通貨膨脹。貨幣主義學(xué)派指出，實(shí)際需求對(duì)通脹的影響并不是持久的，貨幣供給量的增加才是引發(fā)通脹的根本原因。Friedman(1963)的通貨膨脹理論是“通貨膨脹隨時(shí)隨地都是一種貨幣現(xiàn)象”，“如果貨幣量的增加不快于產(chǎn)量的增加，那就不可能發(fā)生通貨膨脹”[1]542-546。凱恩斯主義與貨幣主義的關(guān)鍵差別在于看待貨幣是否中性。凱恩斯主義認(rèn)為貨幣對(duì)通貨膨脹的作用方式是先影響總需求，而后需求的變化帶來通脹；而貨幣主義認(rèn)為，長(zhǎng)期來看，貨幣是中性的，僅會(huì)改變商品的名義價(jià)格，但對(duì)實(shí)際產(chǎn)出并無影響。兩派的研究歷經(jīng)數(shù)十年仍在繼續(xù)探索和論證之中。

Gillman等人(2004)選取1961—1997年OECD和APEC成員國(guó)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在一定的負(fù)相關(guān)性，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度快的國(guó)家，其通貨膨脹率不一定較高[2]149-167。劉金全、崔暢(2004)對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的增長(zhǎng)率和通貨膨脹率的波動(dòng)性進(jìn)行實(shí)證分析，證實(shí)了通脹率的水平值及波動(dòng)性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)性有顯著的Granger影響，積極的財(cái)政政策有利于支持經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)[3]57-61。黃智淋等(2014)以1979—2011年我國(guó)31個(gè)省市的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為樣本，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)平滑轉(zhuǎn)換回歸模型，研究發(fā)現(xiàn)通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在非線性通貨膨脹率門限效應(yīng)，在通脹率低于門限值時(shí)兩者存在正相關(guān)關(guān)系，反之，通貨膨脹將不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展[4]112-122。Bernanke(2001)運(yùn)用向量自回歸模型考察了美國(guó)通貨膨脹與貨幣供給的關(guān)系，認(rèn)為貨幣供給量的沖擊會(huì)先作用于實(shí)際產(chǎn)出，而對(duì)物價(jià)水平的拉動(dòng)有一段滯后期，長(zhǎng)期來看，貨幣供給的增加對(duì)通貨膨脹有顯著且持續(xù)的影響[5]。Weber(1995)分析了110個(gè)經(jīng)濟(jì)體通貨膨脹率、貨幣供給增長(zhǎng)率及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的均值數(shù)據(jù)，證實(shí)了長(zhǎng)期內(nèi)貨幣供給會(huì)對(duì)通貨膨脹有顯著的正向促進(jìn)作用[6]2-11。Bergeer(2011)使用Bayesian VAR模型對(duì)歐盟國(guó)家的通貨膨脹與貨幣供給進(jìn)行Granger檢驗(yàn)，確認(rèn)兩者存在因果關(guān)系[7]531-550。Osorio & Unsal(2011)采用GVAR模型對(duì)亞洲國(guó)家的通貨膨脹特征進(jìn)行了動(dòng)態(tài)分析，包括其受到區(qū)域性及全球性溢出效應(yīng)的影響。實(shí)證結(jié)果表明在過去的20年中，亞洲地區(qū)通貨膨脹的主要驅(qū)動(dòng)因素是貨幣和供給沖擊，而近些年來，這兩者的影響有所減弱，需求端的壓力逐漸呈現(xiàn)出更主要的作用[8]26-40。

成本推動(dòng)理論出現(xiàn)于20世紀(jì)70年代，也稱供給理論，該理論認(rèn)為當(dāng)市場(chǎng)中商品與勞務(wù)的需求不變時(shí)，若供給側(cè)的成本上升，則會(huì)造成物價(jià)上漲引發(fā)通貨膨脹。其中，成本的增加會(huì)來自于三個(gè)方面：第一，不完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)上工資存在向上的剛性，當(dāng)其上漲速度超過工人勞動(dòng)生產(chǎn)率的增速，則生產(chǎn)成本明顯提高，廠商為轉(zhuǎn)嫁成本而提升價(jià)格會(huì)引發(fā)物價(jià)的普遍上漲，繼而工人再次要求增加工資，這就形成了工資—物價(jià)的螺旋式上升；第二，不完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)上，壟斷企業(yè)為了追逐超額利潤(rùn)而制定更高的壟斷價(jià)格，導(dǎo)致物價(jià)水平的上升；第三，產(chǎn)業(yè)鏈上游原材料的價(jià)格上漲引起下游成品的價(jià)格上漲。

Gordon&Hall(1985)通過構(gòu)建成本推動(dòng)型通貨膨脹方程對(duì)美國(guó)通脹特征進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)1981—1984年間工資水平對(duì)物價(jià)影響較小[9]263-302，而1990年后，隨著向量自回歸模型等計(jì)量方法被廣泛使用，工資與通貨膨脹之間的相關(guān)性逐漸被識(shí)別出來。王金明(2012)利用NEER合成指數(shù)方法及菲利普斯曲線研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供給及成本因素對(duì)物價(jià)水平有較為顯著的推動(dòng)作用，同時(shí)，在貨幣政策收緊的背景下，工資成本的增加對(duì)通脹的加劇有決定性影響[10]44-50。

隨著全球經(jīng)濟(jì)開放的不斷加深，越來越多的研究開始關(guān)注輸入型通貨膨脹。一般而言，其傳導(dǎo)途徑主要通過國(guó)際貿(mào)易、貨幣供給、成本傳遞三種方式。而一國(guó)輸入型通脹的程度與其外貿(mào)依存度、國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格水平、國(guó)內(nèi)政策有效性等因素密切相關(guān)。

Goldfajn&Werlang(2000)基于71個(gè)國(guó)家的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，計(jì)算證實(shí)匯率的變動(dòng)對(duì)一國(guó)通貨膨脹的傳遞效應(yīng)與其初期通脹情況、實(shí)際匯率以及對(duì)外開放度和自身經(jīng)濟(jì)周期有一定的相關(guān)性[11]561-582。Sasaki&Sato(2005)對(duì)東亞地區(qū)國(guó)家匯率變動(dòng)與通貨膨脹的傳導(dǎo)效應(yīng)進(jìn)行了計(jì)量分析，結(jié)果顯示匯率與危機(jī)國(guó)家的進(jìn)口價(jià)格指數(shù)關(guān)聯(lián)性很強(qiáng)，而與CPI存在非線性且不很顯著的傳導(dǎo)效果[12]。張記偉和許少?gòu)?qiáng)(2009)提出在我國(guó)匯率市場(chǎng)化程度較低的背景下，外匯市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制主要通過外匯儲(chǔ)備的調(diào)控來實(shí)現(xiàn)，因而容易形成通貨膨脹壓力[13]64-72。

三、TVP-VAR模型介紹

自VAR模型被提出以來，在宏觀經(jīng)濟(jì)的計(jì)量分析中得到了廣泛的應(yīng)用，但鑒于常系數(shù)的模型設(shè)定，使其在解釋發(fā)生結(jié)構(gòu)突變時(shí)變量間的非線性關(guān)系存在困難和局限性。Primiceri(2005)首次在VAR模型中引入時(shí)變參數(shù)，運(yùn)用美國(guó)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)探討了其經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中各宏觀變量作用關(guān)系的時(shí)變特征，證明了參數(shù)及擾動(dòng)項(xiàng)方差時(shí)變假設(shè)的合理性以及TVP-VAR模型在捕捉不同時(shí)點(diǎn)政策傳導(dǎo)機(jī)制變化的優(yōu)越性[14]821-852。Nakajima(2011)先后構(gòu)建三變量及四變量的TVP-VAR模型對(duì)日本經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)進(jìn)行研究，進(jìn)一步驗(yàn)證了其擬合結(jié)果要優(yōu)于傳統(tǒng)的VAR模型，時(shí)變參數(shù)的引入有助于提高模型估計(jì)的準(zhǔn)確度，也可更好地刻畫不同時(shí)點(diǎn)產(chǎn)出與貨幣政策間的作用機(jī)制[15]107-142。

中國(guó)自改革開放以來，國(guó)家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)面貌都發(fā)生了很大的變化，相應(yīng)地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及發(fā)展方式也在深刻變革中不斷地調(diào)整和轉(zhuǎn)變。在2001—2016年這段樣本期間，我國(guó)的CPI也呈現(xiàn)出起伏振蕩的波動(dòng)態(tài)勢(shì)，而每一輪發(fā)展周期都是在不同的市場(chǎng)環(huán)境和政策背景下應(yīng)運(yùn)而生，因而本文將運(yùn)用TVP-VAR模型對(duì)我國(guó)通貨膨脹的成因進(jìn)行分解，通過時(shí)變參數(shù)矩陣及協(xié)方差矩陣獲取不同樣本時(shí)期經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的結(jié)構(gòu)性變化，捕捉變量間作用機(jī)制和傳遞效應(yīng)的動(dòng)態(tài)特征，以更為客觀及準(zhǔn)確地分析不同時(shí)期下的影響因素和結(jié)構(gòu)特征，使得研究結(jié)論更貼近現(xiàn)實(shí)。

下面對(duì)TVP-VAR模型進(jìn)行具體介紹。首先，一個(gè)典型的VAR模型可表示為：

Ayt=F1yt-1+F2yt-2+…+
Fsyt-s+μt，t=s+1，…，n.

(1)

這里，yt為k×1維可觀測(cè)向量，A，F(xiàn)1，F(xiàn)2，…，F(xiàn)s為k×k維的系數(shù)矩陣，擾動(dòng)項(xiàng)μt為k×1維結(jié)構(gòu)性沖擊，且設(shè)定μt～N(0，ΣΣ′)，A和Σ分別為如下k×k的下三角矩陣和對(duì)角矩陣：

若設(shè)定Bi=A-1F，i=1，…，s，則上式(1)可整理為：

yt=B1yt-1+B2yt-2+…+
BSyt-s+A-1Σεt，εt～N(0，Ik).

(2)

yt=Xtβ+A-1Σεt.

(3)

上式為一個(gè)經(jīng)典的SVAR模型，各系數(shù)均為非時(shí)變的，下面對(duì)其進(jìn)行動(dòng)態(tài)推廣，擴(kuò)展為TVP-VAR模型：

(4)

βt+1=βt+μβt，αt+1=αt+μαt，

ht+1=ht+μht，t=s+1，…，n.

其中βs+1～N(μβ0，Σβ0)，αs+1～N(μα0，Σα0)，hs+1～N(μh0，Σh0)。

四、實(shí)證研究及結(jié)果

(一)數(shù)據(jù)選取及處理

在實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，許多宏、微觀因素都會(huì)不同程度地對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生影響，本文將主要從需求拉動(dòng)、成本推動(dòng)及國(guó)際傳導(dǎo)三個(gè)層面來對(duì)我國(guó)通貨膨脹進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析。選取的樣本期間為2001年1月至2016年3月。選取的研究變量包括：(1)需求變量。從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貨幣供給量的增加來考量通貨膨脹的需求因素，選取了規(guī)模以上工業(yè)增加值(Y)和貨幣供給量(M2)作為指標(biāo)變量。(2)成本變量。食品作為我國(guó)CPI8項(xiàng)分類中權(quán)重最大的一項(xiàng)，選取其價(jià)格指數(shù)(FOOD)作為成本變量，也可稱為供給變量。(3)國(guó)際傳導(dǎo)變量?？紤]到大部分的大宗商品是以美元進(jìn)行定價(jià)的，因而匯率的波動(dòng)會(huì)一定程度上影響國(guó)內(nèi)物價(jià)水平，選取以人民幣實(shí)際有效匯率(REER)作為國(guó)際傳導(dǎo)變量。而通貨膨脹的指標(biāo)變量選擇方面，由于在現(xiàn)有的研究中，居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)、工業(yè)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)(PPI)以及GDP平減指數(shù)均可用以衡量通貨膨脹的指標(biāo)變量，但其中GDP平減指數(shù)欠缺官方統(tǒng)計(jì)口徑且計(jì)算較為復(fù)雜，因而在實(shí)證研究中使用較少。而與PPI相比，CPI可以更好地反應(yīng)居民的生活成本，而經(jīng)濟(jì)政策的最終目標(biāo)亦是實(shí)現(xiàn)個(gè)人福利的最大化，同時(shí)包括中國(guó)在內(nèi)所有設(shè)定通脹目標(biāo)的國(guó)家，均將CPI作為監(jiān)測(cè)指標(biāo)，因而本文以CPI數(shù)據(jù)代表通貨膨脹水平。以上數(shù)據(jù)來源為萬德數(shù)據(jù)庫(kù)，均為月度數(shù)據(jù)，其中CPI、Y、M2、FOOD采用了其同比增速值，對(duì)人民幣有效匯率進(jìn)行對(duì)數(shù)差分，記作DLnREER。以上述指標(biāo)建立五元TVP-VAR模型，為保證實(shí)證結(jié)果的真實(shí)有效性，首先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1，由結(jié)果可知各變量在5%的置信水平下不存在單位根，序列平穩(wěn)。

表1 ADF檢驗(yàn)

(二)模型設(shè)定

本文采用MCMC算法進(jìn)行估計(jì)，迭代次數(shù)設(shè)定為10 000次，并首先進(jìn)行1 000次預(yù)燒，所有計(jì)算均通過Matlab完成。根據(jù)所得估計(jì)結(jié)果，其Geweke收斂診斷值 (Convergence Diagnostics統(tǒng)計(jì)量)、無效因子 (Inefficiency Factors)以及參數(shù)的后驗(yàn)均值在5%的顯著性水平下不能拒絕原假設(shè)。因而表明MCMC抽樣收斂，模型估計(jì)是有效且穩(wěn)健的。

(三)時(shí)變脈沖響應(yīng)分析

通過構(gòu)建TVP-VAR模型，我們可獲得等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)及時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù)，以探求各因素對(duì)通貨膨脹的動(dòng)態(tài)作用機(jī)制。

首先根據(jù)等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)，可知Y、M2、DLnREER和FOOD 每發(fā)生1單位的沖擊時(shí)對(duì)CPI在固定的時(shí)間間隔后所產(chǎn)生的影響。在圖1—4中分別用短虛線、長(zhǎng)虛線以及實(shí)線表示通貨膨脹受到各變量沖擊后在4個(gè)月、8個(gè)月和12個(gè)月后的動(dòng)態(tài)變化特征。依據(jù)脈沖結(jié)果可以看到不同滯后期數(shù)脈沖曲線的走勢(shì)均基本一致，這也再次證實(shí)了估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健有效的。

圖1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沖擊的等間隔脈沖響應(yīng)

圖2 貨幣供給沖擊的等間隔脈沖響應(yīng)

圖3 食品價(jià)格沖擊的等間隔脈沖響應(yīng)

圖4 匯率沖擊的等間隔脈沖響應(yīng)

圖1給出了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沖擊影響通貨膨脹的等間隔脈沖響應(yīng)圖，圖中可見，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)生1單位的正向沖擊時(shí)，脈沖曲線基本為正，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)通貨膨脹會(huì)產(chǎn)生積極促進(jìn)作用，并且呈現(xiàn)出周期式的波動(dòng)態(tài)勢(shì)。滯后4期的脈沖曲線始終位于最上方，說明在各期沖擊帶來的較短期效果更為強(qiáng)烈。依據(jù)新凱恩斯主義，經(jīng)濟(jì)發(fā)生通貨膨脹源于高需求和低失業(yè)，即菲爾普斯曲線型通貨膨脹。在經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)期，城鄉(xiāng)就業(yè)水平顯著提升，中低收入家庭的生活條件得到改善，而這部分群體有較高的邊際消費(fèi)傾向及恩格爾系數(shù)，導(dǎo)致食品等普通消費(fèi)品的價(jià)格有一定的上漲，進(jìn)而拉動(dòng)了物價(jià)水平。從圖1可以看到，滯后4期脈沖曲線在2004年第二季度 (第40期) 附近達(dá)到極值，而我國(guó)工業(yè)增加值自2004年2月起相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)間處于17%左右的快速增長(zhǎng)期，經(jīng)濟(jì)的持續(xù)迅猛發(fā)展也對(duì)CPI產(chǎn)生了很強(qiáng)的刺激和帶動(dòng)，工業(yè)增加值1單位的沖擊使得CPI在4期后約產(chǎn)生0.08單位的正向響應(yīng)。在2013年3季度 (第150期) 到2015年初 (第170期) 這段時(shí)間，脈沖曲線趨勢(shì)較為平穩(wěn)，此時(shí)也正是我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展的平穩(wěn)期和增速調(diào)整的陣痛期，新常態(tài)下穩(wěn)重有進(jìn)，穩(wěn)中提質(zhì)，與此同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)通貨膨脹較短期內(nèi)的影響維持在0.05這一水平，隨著滯后期數(shù)的增加，沖擊作用不斷減弱，1年期后影響基本消失。再由圖2能夠觀測(cè)到，當(dāng)貨幣政策發(fā)生變化時(shí)，通貨膨脹同樣表現(xiàn)出較為迅速且顯著的正向脈沖響應(yīng)，這一點(diǎn)從貨幣供給理論的角度也可以很好地得到解釋，當(dāng)貨幣的供給量的增加超出社會(huì)實(shí)際總產(chǎn)量的增加必然會(huì)帶來通脹。脈沖曲線不規(guī)則的波動(dòng)也表明不同時(shí)期貨幣政策的調(diào)整對(duì)通貨膨脹的作用效果存在一定差異。在2008年金融危機(jī)時(shí)期(第80期附近)，由于受到美國(guó)次貸危機(jī)的影響，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求疲軟，物價(jià)普跌引發(fā)通縮風(fēng)險(xiǎn)，央行通過采取“積極的財(cái)政政策”和“適度寬松的貨幣政策”為市場(chǎng)注入流動(dòng)性，如圖所示，這一期間滯后各期的脈沖曲線均處于較高水平，體現(xiàn)了貨幣政策調(diào)控的有效性及前瞻性。圖3描繪了食品價(jià)格指數(shù)沖擊的等間隔脈沖響應(yīng)，由圖可知食品價(jià)格變化對(duì)通貨膨脹的短期影響并不明確，且作用的程度較為微弱，脈沖曲線在0.02的水平內(nèi)小幅震蕩，而一年期脈沖曲線基本與0線持平。在圖4中匯率波動(dòng)對(duì)通貨膨脹的沖擊亦存在一定的不確定性，滯后4期的脈沖曲線穿越0線上下震蕩，說明在不同時(shí)期其作用機(jī)制發(fā)生了變化，而隨著滯后期的增加其沖擊效果基本是趨于0的。

從以上等間隔的脈沖響應(yīng)圖來看，對(duì)通貨膨脹影響最為顯著的是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，其次為貨幣供給量的增加，并且兩者對(duì)通貨膨脹的影響均是正向推動(dòng)的，短期內(nèi)的作用效果尤為顯著。相對(duì)而言，食品價(jià)格以及匯率的波動(dòng)對(duì)通貨膨脹的影響表現(xiàn)得較為微弱，匯率變動(dòng)在短期內(nèi)對(duì)通貨膨脹的沖擊效果在不同時(shí)期差異較大。

為了進(jìn)一步研究在宏觀政策環(huán)境和市場(chǎng)環(huán)境發(fā)生重大變化時(shí)，各影響因子對(duì)我國(guó)通貨膨脹的沖擊效果，本文選取了后危機(jī)時(shí)代如下時(shí)點(diǎn)加以比較分析。首先選取了2008年2月作為第一時(shí)點(diǎn)，此階段我國(guó)南方連續(xù)發(fā)生重大雪災(zāi)，導(dǎo)致食品價(jià)格快速上漲，由此拉動(dòng)CPI同比上漲7.6個(gè)百分點(diǎn)，食品價(jià)格指數(shù)對(duì)CPI上漲的貢獻(xiàn)度達(dá)到87.7%；其次選取了2009年8月作為第二時(shí)點(diǎn)，根據(jù)渣打銀行2012年報(bào)告，金融危機(jī)爆發(fā)后全球新增的M2中，人民幣貢獻(xiàn)了48%，2009年第三季度到第四季度M2同比增速維持在28%—30%的水平，這一時(shí)期成為我國(guó)貨幣發(fā)行量增速最快的歷史階段；最后針對(duì)2015年8月11日中國(guó)人民銀行決定完善人民幣兌美元匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)機(jī)制這一時(shí)點(diǎn)進(jìn)行觀測(cè)，考察匯率制度發(fā)生變革時(shí)其對(duì)我國(guó)通脹水平影響的動(dòng)態(tài)變化。圖5—8中分別用短虛線、長(zhǎng)虛線和實(shí)線表示2008年2月，2009年8月，2015年8月三個(gè)時(shí)點(diǎn)下通貨膨脹對(duì)各項(xiàng)沖擊的脈沖響應(yīng)曲線。

圖5 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沖擊的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖

圖6 貨幣供給量沖擊的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖

圖7 食品價(jià)格沖擊的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖

圖8 匯率沖擊的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖

圖5中給出了通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沖擊的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)。如圖所示，三條曲線走勢(shì)基本趨同，可見當(dāng)我國(guó)貨幣政策、匯率政策等外部環(huán)境發(fā)生變化時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于通貨膨脹的沖擊作用基本不會(huì)受到影響，并且均在沖擊發(fā)生的兩期后響應(yīng)效果達(dá)到峰值，而后逐漸衰減。

圖6中描繪了在不同背景下貨幣供給沖擊對(duì)通貨膨脹的作用效果。當(dāng)食品價(jià)格及匯率水平出現(xiàn)轉(zhuǎn)變時(shí)，這種作用效果并沒有發(fā)生改變，均表現(xiàn)出迅速而顯著的拉動(dòng)作用，并有相對(duì)較長(zhǎng)的持續(xù)期；但在貨幣政策發(fā)生調(diào)整的初期，貨幣供給量1單位的沖擊，在短期內(nèi)對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生了一定程度的抑制效果，在2期后轉(zhuǎn)變?yōu)檎虼龠M(jìn)，并基本維持在0.02的水平。近年來部分研究發(fā)現(xiàn)，由于受到基礎(chǔ)貨幣難以控制、貨幣流通速度不斷下降、貨幣傳導(dǎo)機(jī)制不完善等因素的影響，貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)的有效性正在不斷降低。貨幣供應(yīng)量的增加通常情況下對(duì)通貨膨脹具有較為強(qiáng)勁的推動(dòng)作用，但在政策實(shí)施的初期可能由于在可控性、可測(cè)性等方面與預(yù)期效果有所偏離，導(dǎo)致其調(diào)控機(jī)制存在不穩(wěn)定性。

從前面的等間隔脈沖響應(yīng)圖中可知食品價(jià)格的沖擊對(duì)于CPI的影響在長(zhǎng)期來看并不顯著，這主要是由于食品價(jià)格受供求關(guān)系影響較大，而其供給與不同時(shí)期農(nóng)產(chǎn)品的收成情況密切相關(guān)。但在圖7中，根據(jù)短虛線可知當(dāng)由于自然災(zāi)害導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品供不應(yīng)求，食品價(jià)格急速上升時(shí)，CPI在其沖擊下的正向脈沖響應(yīng)是十分敏感且明確的，這也從實(shí)證的角度進(jìn)一步證實(shí)了當(dāng)期食品價(jià)格指數(shù)對(duì)CPI的突出貢獻(xiàn)。

最后，圖8顯示了不同時(shí)點(diǎn)下匯率沖擊對(duì)我國(guó)通貨膨脹的影響。由三條脈沖曲線基本相似的波動(dòng)態(tài)勢(shì)可知，即便在匯率政策變動(dòng)的時(shí)期，匯率→通貨膨脹的傳遞機(jī)制也并沒有根本性地改變。當(dāng)人民幣實(shí)際有效匯率出現(xiàn)1單位的正向沖擊時(shí)，其對(duì)CPI的作用表現(xiàn)出一定的周期性特征。從匯率波動(dòng)引發(fā)輸入型通脹的角度考慮，當(dāng)人民幣匯率上升時(shí)，則以本幣表示的中間商品價(jià)格下降，進(jìn)而引起生產(chǎn)者價(jià)格下降，出現(xiàn)抑制通貨膨脹的效果，而這樣的一個(gè)傳導(dǎo)渠道要經(jīng)過產(chǎn)業(yè)鏈上中間品和工業(yè)品兩個(gè)環(huán)節(jié)，使得人民幣的升值不會(huì)立竿見影地對(duì)通脹產(chǎn)生作用，而是存在一定的“時(shí)滯性”。

五、結(jié)論及建議

本文運(yùn)用時(shí)變參數(shù)向量自回歸模型對(duì)我國(guó)通貨膨脹的成因進(jìn)行了考察，獲得以下結(jié)論：

第一，“需求拉動(dòng)因素”對(duì)我國(guó)通貨膨脹沖擊最為顯著，其次是“國(guó)際傳導(dǎo)因素”，而“成本推動(dòng)因素”的影響則最為微弱。此外，在我國(guó)不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和政策背景下，各影響因素對(duì)CPI的作用機(jī)制呈現(xiàn)出較為鮮明的時(shí)變特征。

第二，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)通貨膨脹有顯著的正向推動(dòng)作用，且較短期的作用效果更為顯著，同樣是面對(duì)1單位工業(yè)增加值的沖擊，CPI在我國(guó)經(jīng)濟(jì)加速增長(zhǎng)時(shí)期所表現(xiàn)的脈沖響應(yīng)相較于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的穩(wěn)步發(fā)展階段顯得更為強(qiáng)烈，也就是說經(jīng)濟(jì)增速越快越容易帶動(dòng)和刺激通貨膨脹的加劇。貨幣供給量的增加同樣會(huì)對(duì)通貨膨脹有促進(jìn)作用，但面對(duì)貨幣政策的調(diào)整，CPI在不同時(shí)期的脈沖響應(yīng)效果差異明顯，等間隔脈沖曲線呈不規(guī)則波動(dòng)態(tài)勢(shì)，時(shí)點(diǎn)脈沖曲線在政策變化初期在0線附近發(fā)生震蕩。這主要是由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)內(nèi)在的不穩(wěn)定性或體制不完善等因素使得政策實(shí)施過程中傳導(dǎo)渠道受阻，削弱了政策的可控性和有效性，使其與預(yù)期效果出現(xiàn)一定的偏差。

第三，匯率波動(dòng)對(duì)通貨膨脹的影響具有不確定性，在不同時(shí)點(diǎn)其較短期內(nèi)的沖擊效果及機(jī)制差異較大，而隨著滯后期的增加，整體來看其沖擊效果基本為0。從匯率波動(dòng)引發(fā)輸入型通脹的角度考慮，人民幣升值會(huì)一定程度上抑制通脹，但由于傳導(dǎo)過程的鏈條較長(zhǎng)，因此這種影響存在滯后性。

第四，在整個(gè)樣本期間內(nèi)，食品價(jià)格指數(shù)變化對(duì)通貨膨脹的影響非常有限，但在我國(guó)發(fā)生自然災(zāi)害的特殊時(shí)期，農(nóng)產(chǎn)品供給不足帶來食品價(jià)格的快速上漲，在短期內(nèi)對(duì)物價(jià)水平的拉動(dòng)作用是十分明確和強(qiáng)勁的。

基于以上研究結(jié)論，針對(duì)我國(guó)通貨膨脹的防范和治理提出如下建議：首先，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，應(yīng)注重發(fā)展的平衡性、包容性，著力實(shí)現(xiàn)有質(zhì)量、有效益、可持續(xù)的協(xié)調(diào)發(fā)展。以長(zhǎng)期戰(zhàn)略思維代替短視思維，不能以擴(kuò)張性的財(cái)政投入等手段換取經(jīng)濟(jì)一時(shí)的快速增長(zhǎng)，因?yàn)樗茐牧松鐣?huì)和諧、民生發(fā)展的穩(wěn)態(tài)。應(yīng)堅(jiān)持增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期動(dòng)力，權(quán)衡經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與通貨膨脹之間的福利水平，以維持物價(jià)穩(wěn)定。應(yīng)增進(jìn)人民福祉作為發(fā)展的初衷和重要目標(biāo)。其次，貨幣政策方面，需不斷提升貨幣政策的穩(wěn)健性與前瞻性。人民銀行應(yīng)合理控制貨幣的發(fā)行量及發(fā)行速度，科學(xué)引導(dǎo)消費(fèi)需求，使發(fā)行中的貨幣與實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行需求相匹配；同時(shí)應(yīng)進(jìn)一步完善貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，持續(xù)深化利率市場(chǎng)化改革，強(qiáng)化貨幣政策在面臨金融風(fēng)險(xiǎn)及外部沖擊時(shí)的識(shí)別及反應(yīng)能力，警惕美國(guó)等經(jīng)濟(jì)體量化寬松政策對(duì)我國(guó)的溢出效應(yīng)，在調(diào)控實(shí)踐中應(yīng)靈活運(yùn)用多種政策工具，提升其可控性及可測(cè)性，使得中介變量能夠更大程度接近實(shí)際目標(biāo)，實(shí)現(xiàn)政策預(yù)期。最后，國(guó)際傳導(dǎo)方面，密切關(guān)注國(guó)際大宗商品市場(chǎng)的價(jià)格波動(dòng)，爭(zhēng)取更多地獲取大宗商品定價(jià)權(quán)，實(shí)現(xiàn)人民幣由結(jié)算貨幣向計(jì)價(jià)貨幣的轉(zhuǎn)換，并適時(shí)繼續(xù)擴(kuò)大銀行間市場(chǎng)人民幣匯率單日浮動(dòng)區(qū)間，形成更富彈性的定價(jià)機(jī)制，減少匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)水平的沖擊，保障經(jīng)濟(jì)的有序平穩(wěn)發(fā)展。

[1] Friedman M.Inflation：causes and consequences[M].New York：Asia Publishing House，1963.

[2] Gillman M，Harris M N，Mátyás L.Inflation and growth：Explaining a negative effect[J].Empirical Economics，2004，29(1).

[3] 劉金全，崔暢.通貨膨脹率與產(chǎn)出增長(zhǎng)率之間趨勢(shì)性與波動(dòng)性關(guān)聯(lián)的實(shí)證分析[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2004(2).

[4] 黃智淋，成禹同，董志勇.通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性門限效應(yīng)——基于面板數(shù)據(jù)平滑轉(zhuǎn)換回歸模型的實(shí)證分析[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2014(4).

[5] Bernanke B.Inflation targeting :lessons from the international experience[M].Princeton University Press，2001.

[6] Weber W E.Some Monetary Facts[J].Quarterly Review，1995(2).

[7] Berger H，?sterholm P?r.Does Money Matter for U.S.Inflation? Evidence from Bayesian VARs[R].IMF Working Paper，2008.

[8] Osorio C，Unsal D F.Inflation dynamics in Asia：Causes，changes，and spillovers from China [J].Journal of Asian Economics，2011，11(257).

[9] Gordon R J，Hall R E.Understanding Inflation in the 1980s[J].Brookings Papers on Economic Activity，1985，16(16).

[10] 王金明.我國(guó)通貨膨脹決定因素的計(jì)量分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2012，29(4).

[11] Goldfajn I，Werlang S R D C.The Pass-Through from Depreciation to Inflation：A Panel Study[J].Ssrn Electronic Journal，2000，44(5).

[12] Ito，Takatoshi，Y.N.Sasaki，K.Sato.Pass-Through of Exchange Rate Changes and Macroeconomic Shocks to Domestic Inflation in East Asian Countries[R].RIETI Discussion Papers Series 05-E-020.

[13] 許少?gòu)?qiáng)，張記偉.外匯市場(chǎng)壓力下中國(guó)貨幣政策效果的實(shí)證分析[J].國(guó)際金融研究，2009(9).

[14] Primiceri G E.Time Varying Structural Vector Autoregressions and Monetary Policy[J].Review of Economic Studies，2002，72(3).

[15] Nakajima J.Time-Varying Parameter VAR Model with Stochastic Volatility：An Overview of Methodology and Empirical Applications[R].Institute for Monetary and Economic Studies，Bank of Japan，2011.

[16] 劉金全，張達(dá)平，張都.通貨膨脹波動(dòng)與貨幣政策調(diào)控機(jī)制研究——基于TVP-VAR模型的實(shí)證分析[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2016(4).

[17] Roger S.Core inflation：concepts，uses and measurement[J].Ssrn Electronic Journal，1998.

[18] 趙昕東，耿鵬.中國(guó)通貨膨脹成因分解研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2010(10).

[19] 封思賢.貨幣供應(yīng)量作為我國(guó)貨幣政策中介目標(biāo)的有效性分析[J].中國(guó)軟科學(xué)，2006(5).

[20] 夏斌，廖強(qiáng).貨幣供應(yīng)量已不宜作為當(dāng)前我國(guó)貨幣政策的中介目標(biāo)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001(8).