通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究摘要：本文基于非線性門限自回歸模型，對(duì)通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的門限效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果顯示門限效應(yīng)在我國(guó)并不存在。對(duì)兩者長(zhǎng)期均衡關(guān)系與短期動(dòng)態(tài)關(guān)系的進(jìn)一步分析表明，通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向因果關(guān)系。溫和的通貨膨脹在短期會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而在長(zhǎng)期通貨膨脹每上升1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)導(dǎo)致實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降近2個(gè)百分點(diǎn)。關(guān)鍵詞：通貨膨脹經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)門限效應(yīng)Johansen協(xié)整分析VECM一、引言改革開(kāi)放后，特別是社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革全面開(kāi)展以來(lái)，我國(guó)逐步形成了出口導(dǎo)向型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式。以出口拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)，一方面促進(jìn)了國(guó)民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速發(fā)展，另一方面在現(xiàn)行的匯率制度框架下，也導(dǎo)致了外匯占款的急劇上升，央行貨幣政策的獨(dú)立性受到挑戰(zhàn)。1993-2010年17年間，我國(guó)GDP（現(xiàn)價(jià)）增長(zhǎng)79.66倍，而狹義貨幣Ml增長(zhǎng)了13.51倍，廣義貨幣M2更是增長(zhǎng)了17.37倍,流動(dòng)性過(guò)剩無(wú)疑帶來(lái)了通貨膨脹的巨大壓力。特別是2008年全球金融危機(jī)爆發(fā)以來(lái)，在積極的財(cái)政政策與寬松的貨幣政策的背影下，通貨膨脹、經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇再次走進(jìn)了人們的視野。通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為兩個(gè)最重要的宏觀經(jīng)濟(jì)變量，兩者之間的關(guān)系在經(jīng)濟(jì)學(xué)界一直廣受關(guān)注?；谇笆鰧W(xué)者的研究，本文回顧了1993-2010年間我國(guó)通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)變化過(guò)程。進(jìn)而基于該時(shí)間段的季度數(shù)據(jù)樣本，以實(shí)證的方法對(duì)兩者之間的關(guān)系做了進(jìn)一步分析。二、對(duì)通貨膨脹門限效應(yīng)的檢驗(yàn)無(wú)論是來(lái)自多國(guó)家面板數(shù)據(jù)的證據(jù)還是來(lái)自單一國(guó)家時(shí)間序列數(shù)據(jù)的證據(jù)，通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門限效應(yīng)在大多數(shù)國(guó)家都是存在的。我國(guó)在政治、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過(guò)程中既出現(xiàn)過(guò)通貨緊縮乂出現(xiàn)過(guò)高達(dá)25%以上的通貨膨脹，在此過(guò)程中通貨膨脹是否也顯示出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門限效應(yīng)呢？如果存在的話，門限值乂有多高呢?下面我們就基于非線性門限模型，對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行具體分析。（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明本文分別釆用居民消費(fèi)價(jià)格同比指數(shù)和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值同比增長(zhǎng)率，作為對(duì)通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的測(cè)度，并分別以變量川尺和GDPGRt表示。樣本區(qū)間為1993年第1季度至2010年第3季度。因序列異常值過(guò)多而應(yīng)采用對(duì)數(shù)形式，以避免異常值在回歸過(guò)程中權(quán)重過(guò)大導(dǎo)致的估計(jì)問(wèn)題。為解決序列中小于等于1的數(shù)值在取對(duì)數(shù)過(guò)程中遇到的困難，我們釆用如下復(fù)合對(duì)數(shù)函數(shù)形式：

F（nit）=（7Tft-1）I（7TjtWl）+log（7TIt）I（7Tjt>1）（1）其中Hit代表通貨膨脹水平，1（?）代表一個(gè)指示函數(shù)或虛擬變量。（二）模型設(shè)定為檢測(cè)門限值水平的大小，將總體數(shù)據(jù)分為具有不同結(jié)構(gòu)形式的兩個(gè)部分，建立模型：TOC\o"1-5"\h\zyt=O±xt+Elt如0-）<2）yt-Oixt+E2t（xit>rx）（3）址為解釋變量矩陣，兀江為可能存在門限效應(yīng)的變量，廣為假定的門限值,￡址、%為白噪音誤差項(xiàng)。令口為一個(gè)指示函數(shù)或虛擬變量，當(dāng)冷（電>廣）時(shí),2二1（0）,則式（2）、式（3）可寫為：yt-妨乂t+EU乂七（4）其中，妨^1=01-02°當(dāng)門限值曠*確定時(shí)，式（4）可以由普通最小二乘法（0LS）估計(jì)。而當(dāng)廣不確定時(shí)，因?yàn)槔涫欠蔷€性且不可微的，所以傳統(tǒng)的非線性最小二乘法（NLLS）并不適用，而應(yīng)使用條件最小二乘估計(jì)方法。建立如下模型：GDP-GRt二a+pi(l~Dt)INFt+p2Dt(JNFt~INFt")+l^=1GDPGRt_1+et(5)認(rèn)屮當(dāng)】NFHNF,時(shí)j￡…，t

to,當(dāng)INFtSINF；時(shí)（三）模型估計(jì)結(jié)果令I(lǐng)NF「二（INFt……，麗耳），并用0LS對(duì)方成（5）逐一進(jìn)行估計(jì)。計(jì)算各估計(jì)方程的均方誤差，MSSR二1/啄\（GDPGRt-GDPGRt）f其值如圖2所示。MSSR圖1門限值估計(jì)結(jié)果MSSR圖1門限值估計(jì)結(jié)果計(jì)算得argmin[MSSR(ZATFt),INFt=INFt……，麗耳]二26.9。由圖1可知,當(dāng)/NF「設(shè)定為序列的中間值時(shí),MSSR(IN片)的值普遍較大，而當(dāng)INF「為也和兩時(shí)，其值為所估值中最小的。而此時(shí)方程(5)可寫為：G/PGRt二a+pL(1-Dt)INFt瑙=±GDPGRt_i+et(6)GDPG&二a+pzDt(INFt-INFt9)+X?=iGDPGRt-i+et(7)也就是說(shuō)，變量川尺對(duì)變量GDPGRt的影響是線性的，在［川尺……，麗］區(qū)間內(nèi)，不存在門限效應(yīng)。三、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與通貨膨脹的長(zhǎng)期與短期關(guān)系既然通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不存在門限效應(yīng)，那么我們就可以基于總體樣本對(duì)兩者之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析。下面，我們就分別運(yùn)用Johansen協(xié)整技術(shù)和基J：VECM的Granger因果技術(shù)對(duì)兩者之間的長(zhǎng)、短期關(guān)系進(jìn)行分析。單位根檢驗(yàn)分別對(duì)序列IN.GDPG&描圖，可以直觀得看到兩序列前半部分的值要普遍大于后半部分，在1997年附近可能存在一個(gè)水平的結(jié)構(gòu)變化，即兩序列的數(shù)據(jù)生成過(guò)程(DGP)在某一時(shí)刻存在一個(gè)截距項(xiàng)上的轉(zhuǎn)變。大量的實(shí)證文獻(xiàn)都證明當(dāng)一個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)時(shí)，各種DF檢驗(yàn)及PP檢驗(yàn)都是有偏的，它們傾向于接受單位根的原假設(shè)。INF■■■■GDPGR45INF■■■■GDPGR403530252015105「「〉806000「S-SOO0—肓000莒000竅0000(「?66T「UO966T丄匸OE66T圖2序列INF和GDPGR對(duì)于存在結(jié)構(gòu)變化的序列，Perron最早提出了一種被稱為“A0”模型和“10”模型的建模方法對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，并經(jīng)ZivotandAndrews>PerronandVogelsang等學(xué)者的進(jìn)一步研究得以完善。在A0模型與10模型的選擇問(wèn)題上,VogelsangandPerron指出，無(wú)論真實(shí)序列的DGP是一個(gè)A0過(guò)程還是一個(gè)10過(guò)程，模型選擇的偏差導(dǎo)致的檢驗(yàn)功效的損失都是極小的，除非序列中包含一個(gè)斜率項(xiàng)的較大轉(zhuǎn)變，此時(shí)A0模型的適用性更強(qiáng)。鑒于此我們基于A0模型分別對(duì)序列1阻、GDPG&進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。模型估計(jì)結(jié)果顯示,min[7；(/NFJ]二-4.83,nin[Ta(GDP-GRt)]=~4.07,均大于5%顯著性水平下臨界值，所以兩序列都不平穩(wěn)。兩序列的結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)分別發(fā)生在1997年第3季度和1995年第4季度。Johansen協(xié)整分析Johansen協(xié)整檢驗(yàn)作為一種似然比檢驗(yàn)方法，在檢驗(yàn)變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系過(guò)程中受到廣泛應(yīng)用，下面我們就基于這種方法來(lái)檢驗(yàn)通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期關(guān)系。分別對(duì)各種情形進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表1。表1Johansen協(xié)整分析結(jié)果PanelANOtrendinNOinterceptdatainCEPane1BNOtrendindataInterceptinCEPane1CLineartrendindataInterceptinCEGDPGRt1c0INFt-7.22GDPGRt1C-17.48INFt1.82GDPGRt1c-19.79INFt0.99AICSC/LR4*MSSRAICSC/LRMSSRAICSC/LRMSSRr2236.6974*492.66L4*229.26如表1所爾，在對(duì)變量INFt、GDPGRt進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的過(guò)程中，我們選擇的最大滯后階數(shù)為4,并分別估計(jì)了3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量。對(duì)于3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量間的選擇問(wèn)題，我們分別計(jì)算了每個(gè)協(xié)整方程的均方誤差，其中第三個(gè)協(xié)整方程的均方誤差值最小。所以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與通貨膨脹之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程為：GDPGRt二19.79+0.99*INFt(10)(0.55)基于VECM的Granger因果檢驗(yàn)格蘭杰表述定理指出，如果變量是協(xié)整的，那么二者之間的關(guān)系可以由一個(gè)誤差糾正機(jī)制來(lái)表述。如果動(dòng)態(tài)模型中不包含誤差糾正項(xiàng)，那么該模型就是誤設(shè)的，并將產(chǎn)生謬誤的結(jié)論。下面，我們就基于VECM來(lái)檢驗(yàn)變量INFt與GDPGRt間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。表2VECM估計(jì)結(jié)果△GDPGRt/\INFtc-0.3259(-0.8749)-0.1619(-1.2873)GDPGR—-1.1782F(4,61)=9.9288**0.5200F(4,61)=6.8117**INFt-i1.7429F(4,61)=5.6822**-0.1411F(4,61)=17.1533**

弱外生性檢驗(yàn)久1=0F(l,61)=14.4827**久2=0F(1,61)=0.9430強(qiáng)外生性檢驗(yàn)%二久1二0F(5,61)=7.1564**耳2二久2=0F(5,61)=5.8159**R20.50650.6445R20.42720.58740(12)4.69508.2386Prob(Q)0.96700.7660DW2.13841.7373如表2所示，％（i）、°2（。在1%的顯著性水平上是聯(lián)合顯著的，久1在1%的顯著性水平上是顯著的，久2在5%的顯著性水平下不顯著。所以通貨膨脹是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因，并且這種原因既來(lái)源于兩者的短期變動(dòng)，乂來(lái)源于通貨膨脹變量在偏離兩者均衡關(guān)系時(shí)的調(diào)整；同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也是通貨膨脹的Granger原因,但這種原因只來(lái)自于兩者的短期變動(dòng)。因果關(guān)系的結(jié)論同樣可以從脈沖響應(yīng)的結(jié)果中得到驗(yàn)證，相應(yīng)結(jié)果如圖5所示。ResponsetoCholeskyOneS.D.Innovations±2S.E.圖3脈沖響應(yīng)函數(shù)（VAR滯后4階）由圖3可知，通貨膨脹INF對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)GDPGR擾動(dòng)的響應(yīng)，及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)GDPGR對(duì)通貨膨脹INF擾動(dòng)的響應(yīng)都是顯著的，這就說(shuō)明兩者存在因果關(guān)系。INF對(duì)GDPGR擾動(dòng)的響應(yīng)是即刻的，第1期的響應(yīng)大約為0.5,并在第7期左右達(dá)到最大值，此后響應(yīng)力度隨時(shí)間緩慢衰減oGDPGR對(duì)INF擾動(dòng)的響應(yīng)存在短暫的滯后，從第2期開(kāi)始顯著為正，在第4期達(dá)到最大值1.3左右，此后迅速衰減，正的響應(yīng)在第10期左右降為零，此后呈現(xiàn)出負(fù)響應(yīng)的趨勢(shì)。四、結(jié)論（一）本文基于門限自回歸模型的分析，并未發(fā)現(xiàn)通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門限效應(yīng)。這一方面源于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，我國(guó)國(guó)內(nèi)資本缺乏，資本回報(bào)率較高，投資對(duì)通貨膨脹的變動(dòng)不敏感；另一方面我國(guó)的勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)顯著，高通脹對(duì)國(guó)內(nèi)出口企業(yè)的影響有限。此外，國(guó)家對(duì)資本市場(chǎng)的嚴(yán)格限制也起到了一定作用。但我們也必須意識(shí)到，在我國(guó)1993年第1季度至2010年第3季度樣本區(qū)間內(nèi)，通貨膨脹水平高于10%的樣本只存在于1995年之前，1995年以后中央政府對(duì)通貨膨脹相對(duì)成功的調(diào)控將我國(guó)通脹水平維持在一個(gè)相對(duì)合理的區(qū)間內(nèi)o也就是說(shuō)對(duì)后期樣本而言，對(duì)我國(guó)通貨膨脹不存在門限效應(yīng)的認(rèn)識(shí)僅限于個(gè)位數(shù)以內(nèi)的通脹水平。隨著我國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本顯著上升，國(guó)家對(duì)資本市場(chǎng)、匯率市場(chǎng)的關(guān)注也逐步放松。同時(shí)，來(lái)自東南亞、非洲、南美洲國(guó)家的競(jìng)爭(zhēng)壓力也越來(lái)越大，這一切都使得國(guó)內(nèi)通貨膨脹對(duì)資本形成及實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響越來(lái)越顯著。對(duì)不同發(fā)展程度國(guó)家面板數(shù)據(jù)的分析也表明，隨著一國(guó)人均國(guó)民收入的提高及資本回報(bào)率的下降，通貨膨脹的門限值水平有下降的趨勢(shì)。因此，對(duì)于作為發(fā)展中國(guó)家的中國(guó)來(lái)說(shuō)，11%-12%的門限值水平，對(duì)我國(guó)仍有一定的警示意義。（二）對(duì)通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間長(zhǎng)短期關(guān)系的分析表明，在長(zhǎng)期通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有消極作用，通貨膨脹水平每上升1個(gè)百分點(diǎn)，名義經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降0.99個(gè)百分點(diǎn)。若以實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率等于名義經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率減通貨膨脹率算，實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降幅度更大，接近2個(gè)百分點(diǎn)。然而對(duì)兩者短期動(dòng)態(tài)關(guān)系的研究表明，在短期通貨膨漲對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一個(gè)顯著的正效應(yīng)，通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的消極作用主要發(fā)生在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)兩者均衡關(guān)系的長(zhǎng)期調(diào)整過(guò)程中。（三）溫和的通貨膨脹水平短期內(nèi)之所以表現(xiàn)出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的顯著正向作用,主要在于本輪金融危機(jī)之前，我國(guó)發(fā)生的兒次通貨膨脹基本上都屬于需求拉動(dòng)型通貨膨漲。具有生產(chǎn)性的需求拉動(dòng)型通貨膨漲，不論是政府需求還是民間需求引致的，也不論是投資性需求還是消費(fèi)性需求引致的，短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、社會(huì)就業(yè)的作