基于ECM模型的中国通货膨胀成因分析

摘 要：中国目前又面临着新一轮的通货膨胀，掌握通货膨胀的原因是有效治理通货膨胀的前提。利用一个误差修正模型（ECM）对中国通胀的原因进行实证研究结果表明，粮食价格上涨、工业品价格上涨、国际大宗商品价格上涨和货币供给的增加都是影响中国通货膨胀的因素。

关键词：通货膨胀成因；ECM模型；动态分析

中图分类号：F822.5 文献标识码： A 文章编号：1003－3890（2008）11－0005-05

一、研究背景与文献综述

2007年7月，中国的CPI同比增长5.6%，出现通货膨胀的端倪，在其后的时间里，更是一路攀升，在2008年2月达到了8.7%，截至2008年7月，一直没有低于5.6%的水平。毫无疑问，中国正面临新一轮的通货膨胀。

虽然中国以前也经历数次通货膨胀，中国的经济学家对通货膨胀成因的认识不断深入，但是在历次的通货膨胀中，从来没有对通货膨胀的原因达成过一致的意见。总体来说，对中国通货膨胀的原因的分析，有以下几种观点。

（一）货币学派的观点

货币学派是从总量关系入手，认为任何通货膨胀背后总会有货币和总量失衡方面的基本根源，从总需求及其相联系货币扩张角度解释通货膨胀成因，并侧重从货币政策等总量管理方面探讨应对政策。

刘金全等（2004）以1982年1月-2004年3月M0和M1月度同比增长率的数据为基础进行分析，发现货币供给增长率和通货膨胀之间不存在显著的协整关系。张文刚以1981年1月-2002年6月通货膨胀率与M1的月度同比增长率进行实证分析，发现二者之间不仅存在长期均衡关系，也存在短期误差修正机制，不过二者之间的影响关系依赖总供给与总需求之间的相互制约。刘霖、靳云汇（2005）利用1978-2003年的数据进行分析，没有发现在长期内货币供应增长率影响通货膨胀的证据，认为在经济的货币化进程中，货币供应增长率的提高并不一定导致通货膨胀，货币化程度的提高使得货币流通速度逐年降低，大量的货币增量被经济消耗了。

（二）结构型通货膨胀

“结构性通货膨胀”往往通过CPI增长构成来寻求通货膨胀根源，但CPI本身已是综合各种商品价格指数并进行加权平均的结果，意在反映价格总水平上涨。强调结构因素，用特定商品相对价格变动解释一般物价变动存在局限性。“核心通货膨胀不高”是与结构性通货膨胀相联系的常见说法，但大家会发现有一部分通货膨胀因素永远不能计算到核心来，这样理解核心通货膨胀指标，会人为延误对通货膨胀早期的及时治理。

粮价上涨导致通货膨胀的理论基础和传导机制包括以下几个方面（卢锋等，2002）：第一，由于收入、人口增长等原因，粮食需求上升较快；第二，由于农业结构性原因，粮食生产不能与需求增长保持同步，它与第一条结合在一起，表现为国内生产和需求不平衡；第三，由于粮食净进口受到控制，国内粮食产出与需求缺口不能被净进口上升所弥补，粮食相对价格会不断上升；第四，粮食产出价值量在国内生产总值中、粮价在一般物价指数中都占有很大份额。如果这四个条件长时期同时成立，在逻辑上有理由相信，粮价上涨会导致通货膨胀。如果上述假设在某个时期内成立，也可能出现阶段性粮价上涨导致通货膨胀的情况。

（三）成本推动型通货膨胀

该种观点认为，上游投入品价格的上涨引起下游产品价格的上涨，从经济指标的具体表现来看，就是PPI和CPI都出现上涨的情况，当然二者的上涨基本不会是同期的，存在一定的时滞（左小蕾，2008；汪同三，2007）；导致上游产品价格上涨的一个重要原因在于中国快速发展过程中劳动力成本的大量增加，沿海地区劳动力短缺的现象显示了工资上涨的压力。新《劳动合同法》的实施，从保护劳动者权益角度作出的法律规定，包括最低工资制度以及其它一些保障性制度安排，使工资增长的预期增加。

（四）输入型通货膨胀

过去5年前后，中国精炼铜、原铝、石油、铁矿石等大宗商品消费增量对世界需求增长平均贡献率为56.5%，这意味着中国对于这些原材料国际价格上涨客观上具有较大影响。

对国际大宗商品价格的变化导致中国通货膨胀变化的研究主要集中在国际石油价格变动对中国通货膨胀的影响。何晓群和魏涛远（2002）通过一个一般均衡模型对世界油价上涨对中国经济的影响进行了剖析，定量研究了在中国油价与世界油价实现完全接轨时中国经济的变化情况。孙稳存（2007）通过实证研究发现，能源对中国经济的波动具有重要的影响，中国能源价格上升10%，当年的通货膨胀率大约上升0.29%，国际石油价格上升100%，将导致中国物价出现温和上升，上升幅度不超过1%。

笔者认为，以上各种观点都在一定程度上阐释了中国通货膨胀的可能成因，但是更为关键的问题在于，不同的因素对通货膨胀的影响程度是不同的，找到影响通货膨胀的主要因素才能以更低的成本，更为快速和有效地治理通货膨胀。正是基于此，笔者考虑所有可能定量化的影响因素，通过建立一个通货膨胀决定的误差修正模型，分析不同因素对通货膨胀贡献的差异，在此基础上提出有的放矢的政策建议。

二、指标选取与数据说明

我们采用通常的做法，选取CPI的上年同期增长率作为通货膨胀的指标，CPI和RPI相比的优势在于，CPI不仅反映了实物商品的价格，而且反映了服务的价格，而RPI只能反映实物商品的价格。

我们选取M2的增长率作为货币供给的指标，这是因为随着金融创新的深入，M1只能反映部分的货币供给，不能全面涵盖基础货币供给变化后，货币乘数的全部作用。我们使用CRB指数反映价格水平的国际传导。CRB指数是由美国商品调查局（Commodity Research Bureau）依据世界市场上22种基本的经济敏感的大宗商品价格编制的一种期货价格指数，通常简称为CRB指数。由于它反映了国际上交易活跃的大宗商品期货的价格，而期货价格和现货价格有同方向变动的特点，所以用这一指标能较好地衡量通货膨胀的国际传导。

由于劳动力价格上升，企业设备利用率增加引起的折旧增加，增加了企业的成本。这一成本的增加，我们使用PPI来衡量。由于目前缺乏可信且连续的粮食价格的月度数据，因此对于粮食价格的上涨，我们直接使用居民食品消费价格指数来衡量。（所有数据均为月度数据，数据区间为1997年1月-2008年6月。其中，CRB来自美国商品调查局官方网站，其它数据均来自中经网统计数据库。）

三、中国通货膨胀成因的计量模型

（一）平稳性检验

在以往对时间序列数据的经济计量建模中，都暗含着时间序列存在着动态稳定的假设，而实际上，经济时间序列常常都是非平稳的，基于稳定假设下对非平稳时间序列建模，可能会产生伪回归的问题，Granger（1981）提出的协整技术解决了非平稳时间序列的建模问题，协整关系是描述时间序列长期关系的一种统计性质，如果非平稳序列之间具有协整关系，那么就可以避免伪回归。确定数据是否为平稳序列的方法有图示法和单位根检验法两种。

为控制高阶序列相关，假设y服从AR（p）以及调整检验方法来对高阶相关进行参数纠正。

DF检验只能对存在一阶序列相关的变量进行单位根检验，如果序列存在高阶滞后相关，就会违背干扰项是白噪声的假设。ADF检验是在DF检验的基础上，通过在回归方程右边加入因变量y的滞后差分项来控制高阶相关，检验方程为

?驻yt=?茁0+?茁1yt-1+?琢1t+?着t+?啄1?驻yt-1+……+?啄p-1?驻yt-p（1）

?茁0、?茁1、?琢1，?啄1…?啄p为参数，随机误差项?着t为独立同分布的白噪声。原假设H0：?茁1=0，即yt为非平稳的单位根过程。本文采用Mackinnon临界值，对?驻yt-p的最优滞后阶数的选择标准为，在保证残差项不相关的情况下，使用AIC和SC准则作为最优滞后阶数的标准，能够使两个准则的值同时最小的滞后阶数为最优，即模型最有效地利用数据中的信息。

ADF检验以及PP检验都须确定检验方程中是否要加入截距项或时间趋势，因为包含这两项或其中的一项，与没包含的情形下相比，?茁1的t统计量的临界值是不同的。本文根据时序图来进行判断：如果时序图表现出了趋势（无论是确定趋势还是随机趋势）的特点，检验方程中就同时包括截距和时间趋势；如果时序图没有表现出任何趋势但具有非零均值，则检验方程中只包括截距；如果时序图在零均值附近波动，则检验方程中既不包括常数也不包括趋势。本文对检验方程具体形式的选择见表1。

（二）长期均衡关系（协整）检验

本文采用Johansen极大似然法来对协整关系进行检验。

考虑阶数为p的VAR模型：

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+?着t（2）

其中，yt是一个含有非平稳的I（1）变量的k维向量；xt是一个确定的d维向量，?着t是扰动向量。在式（2）两端同时减yt-1，我们可把VAR模型改写为以下形式：

?驻yt=∏yt-1+?祝i?驻yt-i+Bxt+?着t（3）

其中：∏=Ai-I，?祝i=-Aj（4）

Granger定理指出：如果系数矩阵∏的秩r＜k，那么存在k×r阶矩阵?琢和?茁，它们的秩都是r，使得∏=?琢?茁′，并且?茁′yt是稳定的。其中，r是协整关系的数量（协整秩），?茁′为协整向量矩阵，?琢为向量误差修正模型中的调整参数矩阵。

Johansen检验的思想在于将对yt的协整检验转化为对矩阵∏的分析。具体地，就是在无约束VAR的形式下估计∏矩阵，然后求出?茁，从而检验出协整秩，（秩（∏）=r＜k），得出协整向量。

因为矩阵的秩等于它不为0的特征根的个数，因此可以通过检验∏的特征根的显著性来获得协整向量的个数，在实践中，采用特征根迹检验和最大特征根检验来对特征根个数进行显著性检验。

?姿trace=-T1n（1-i）（5）

?姿max=-T1n（1-r+1）（6）

其中，i为从估计∏矩阵得到的特征根的估计值，T为可用的样本数。?姿trace为特征根迹统计量，其零假设为：不同协整向量的个数小于等于r。?姿max为最大特征根检验，其零假设为：协整向量的个数等于r。

协整检验对检验方程中差分项的滞后阶数非常敏感，因此必须确定合理的滞后阶数p。根据通常的做法，我们首先用不经差分的数据估计一个VAR模型，然后运用与无约束VAR模型一样的滞后长度检验方法，即AIC信息准则和SC信息准则来确定最佳滞后长度。结果显示，在无约束的VAR下，最佳滞后阶数为2阶。

确定滞后阶数后，还要确定数据中或协整方程中是否包含截距项或时间趋势。按照是否包含截距项或时间趋势，用于协整检验的模型基本可分为以下几类：第一，数据中无线性趋势，协整方程中不包括截距项和趋势项；第二，数据中无线性趋势，协整方程中包括截距，但不包括趋势项；第三，数据中有线性趋定趋势，协整方程中包括截距项，不包括趋势项；第四，数据中有线性趋势，协整方程中包括截距和趋势。经过观察数据特征并进行假设检验，本文选择第三种类型的模型进行协整检验，其结果如表2所示。

从结果中我们可以看到，在5%的显著水平下，当原假设为r=0，?姿trace的值大于5%下的临界值（89.62565>47.85613），所以拒绝不存在协整的原假设；同时，当原假设为r?燮1，?姿trace的值小于5%下的临界值（24.40582

（三）通货膨胀成因的误差修正模型

根据Granger表示定理，协整系统有三种等价的表达形式，向量自回归（VAR）、移动平均（MA）和误差修正模型（ECM），其中，误差修正模型既可以表示出长期均衡，也可以表示出变量对长期均衡的偏离，因此应用较普遍。向量误差修正模型（VECM）是对诸变量施加了协整约束条件的向量自回归模型（VAR），因此适用于具有协整关系的非平稳序列。VEC表达式会限制内生变量围绕其长期行为进行短期动态波动。两变量的协整系统的ECM的表达式为：

?驻yt=?琢0+?琢1i?驻xt-i+?琢2j?驻yt-j+?酌（yt-1-?茁xt-1）+?着t（7）

基于我们前部分的协整方程，对通货膨胀及其影响因素构成的协整系统的ECM形式为：

D（inf）t=?琢0+?琢1iD（inf）t-i+?琢2iD（fpi）t-i+?琢3iD（M2）t-i+?琢4jD（CRB）t-i+?酌・ecmt-1+?着t

ecmt-1=inft-1-?茁1fpit-1-?茁2M2t-1-?茁3CRBt-1

其中，Dinf表示通货膨胀的差分，其它项中的D也表示差分。ecm表示误差修正项，对应于一般模型中的yt-1-?茁xt-1项。

使用我们建立的ECM形式的协整系统，进行估计后的结果为：

D（inf）t=-0.022584-0.061006ecmt-1+0.096584Dinft-1+0.039754Dfpit-1+0.033379Dm2t-1+0.008175DCRBt-1

e c m t = i n f t -0 . 0 8 5 2 7 7 f p i t - 0 . 4 1 5 3 2 0 2 m 2 t -0.033686CRBt

从估计结果可以看出，中国的通货膨胀与粮食价格、货币供给、国际大宗商品价格具有长期的均衡关系，当短期动态变动偏离长期均衡关系时，以-0.061006的调整系数向均衡关系调整。中国的通货膨胀具有很强的惯性，上期的通货膨胀变化对当期的通货膨胀影响最大，而粮食价格上涨对通货膨胀的影响次之，货币供给量的增长是第三位的原因，国际大宗商品价格上涨对中国通货膨胀的影响最小。

（四）各因素对通货膨胀的动态影响

我们使用脉冲响应函数来反映不同因素对通货膨胀影响的动态效应。脉冲响应函数描绘了在一个扰动项上加上一次性的一个冲击（one-time shock），对于内生变量的当前值和未来值所带来的影响。

从图1可以看出，粮食价格（FPI）、工业品价格（PPI）、国际大宗商品价格（CRB）以及货币供给量的增长（M2G），会引起通货膨胀率在未来的长期增加，而且这种增加会持续30个月。

但在较短的时期内，不同因素的影响是不同的。从图A可以看到，粮食价格的一次上涨对通货膨胀的影响，在前5个月内是逐渐增加的，在第5个月达到影响的最高峰，然后这种影响会趋于下降，但其影响一直为正。图B和图C表明，货币供给增长率和工业品价格的上涨对通货膨胀的影响是一直增加的，这明显不同于粮食价格上涨的情况。图D反映出，国际大宗商品的价格上涨在前4个月竟然导致了国内通货膨胀的下降，然后才出现上升的情况。这其中可能的原因在于，通货膨胀的国际传导会有几个月的滞后。因为大宗商品的国际贸易从重新谈判到签订新的合约，需要一定的时间。

四、结论及政策建议

中国的通货膨胀是多因素共同作用的结果，这些因素包括粮食价格上涨、工业品价格上涨、国际大宗商品价格上涨和货币供给量的增加。这说明，要解决中国通货膨胀问题，就要针对不同的影响因素，分别采取不同的政策措施，才可能有效地抑制通货膨胀。

对于粮食价格上涨的因素，政府要允许粮食价格的适当上行，这种方法看似会助长通货膨胀，但实际上只会引起粮食供给的增加，进而通过市场的调节来平抑粮食价格。这背后的原因在于，粮食价格的一定幅度的上涨会给农民一个下一年粮价继续上涨的预期，在这种预期下，会增加对粮食种植的投入。如果没有严重的自然灾害，粮食产量必定大大增加，而粮食的需求是比较稳定的，所以，在实现供求平衡的情况下，粮食价格自然就会回落。

工业品的价格上涨实际反映出的是中国的工业生产依然处于粗放式的方式，必须依赖劳动力、矿产、能源等的廉价才能生存和发展，一旦这些要素的价格上涨，马上就引起了成本的大幅度增加。这其实正是中国实现经济发展方式转变的良好契机。政府可以通过对集约型企业实行补贴或税收减免的方式来促进集约型企业的发展，同时加快对粗放型企业淘汰的步伐，实现产业结构升级。由于集约型企业对劳动力和自然资源的依赖较少，因此粗放型企业的快速淘汰和集约型企业的迅速升级会带来工业品价格的下降，即使是出现上升，那反映的也是产品质量的提高。

中国在大宗商品国际贸易中具有举足轻重地位。中国对大宗商品需求的突然增加必然会导致大宗商品的价格上涨，这就会出现，什么贵中国就买什么的奇异现象。实际上，如果我们能够及时地把对大宗商品的未来需求信息传递给国际市场，例如中国粮食的库存量的确切数量及其所能反映出的中国粮食在未来的供求缺口，那么商品的国际生产者就会增加供给，国内的需求增加基本不会引起国际大宗商品价格的上涨，也就不会助长国内的通货膨胀。因此，这是一个较少信息不对称的政策建议。

每当通货膨胀来临时，央行就会收紧银根。但是，通过上述分析我们看到，单单有中央银行从总量上减少货币供给并不能更有效地降低通货膨胀；而且中国中央银行除了稳定价格水平外，还有促进经济增长的目标，目标的双重性使央行的货币政策操作空间大受限制。所以，货币政策与其它政策的协调、加强中央银行的独立性以及政策目标的单一性，是货币政策能更有效地控制通货膨胀的前提。

参考文献：

［1］何晓群，魏涛远．世界石油价格上涨对我国经济的影响［J］．经济理论与经济管理，2002，（4）.

［2］于渤，迟春洁，苏国福．石油价格对国民经济影响测度模型［J］．数量经济技术经济研究，2002，（5）．

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［4］刘霖，靳云汇.货币供应、通货膨胀与中国经济增长――基于协整的实证分析［J］.统计研究，2005，（3）．

［5］左小蕾．关注输入型成本推动通货膨的因素［J］．中国金融，2008，（8）．

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