通货膨胀与经济增长关系的实证研究

通货膨胀与经济增长关系的实证研究摘要：本文基于非线性门限自回归模型，对通货膨胀与经济增长之间的门限效应进行了检验，结果显示门限效应在我国并不存在。对两者长期均衡关系与短期动态关系的进一步分析表明，通货膨胀与经济增长之间存在双向因果关系。温和的通货膨胀在短期会促进经济增长，而在长期通货膨胀每上升1个百分点，会导致实际经济增长率下降近2个百分点。关键词：通货膨胀经济增长门限效应Johansen协整分析VECM一、引言改革开放后，特别是社会主义市场经济体制改革全面开展以來，我国逐步形成了出口导向型的经济增长模式。以出口拉动经济，一方面促进了国民经济的持续快速发展，另一方面在现行的汇率制度框架下，也导致了外汇占款的急剧上升，央行货币政策的独立性受到挑战。1993-2010年17年间，我国GDP（现价）增长79.66倍，而狭义货币Ml增长了13.51倍，广义货币M2更是增长了17.37倍,流动性过剩无疑带來了通货膨胀的巨大压力。特别是2008年全球金融危机爆发以來，在积极的财政政策与宽松的货币政策的背影下，通货膨胀、经济复苏再次走进了人们的视野。通货膨胀与经济增长作为两个最重要的宏观经济变量，两者之间的关系在经济学界一直广受关注。基于前述学者的研究，本文回顾了1993-2010年间我国通货膨胀与经济增长的动态变化过程。进而基于该时间段的季度数据样本，以实证的方法对两者之间的关系做了进一步分析。二、对通货膨胀门限效应的检验无论是來自多国家面板数据的证据还是來自单一国家时间序列数据的证据，通货膨胀对经济增长的门限效应在大多数国家都是存在的。我国在政治、经济转轨过程中既出现过通货紧缩乂出现过高达25%以上的通货膨胀，在此过程中通货膨胀是否也显示出对经济增长的门限效应呢？如果存在的话，门限值乂有多高呢?下面我们就基于非线性门限模型，对这一问题进行具体分析。（一）数据说明本文分别釆用居民消费价格同比指数和国内生产总值同比增长率，作为对通货膨胀和经济增长水平的测度，并分别以变量川尺和GDPGRt表示。样本区间为1993年第1季度至2010年第3季度。因序列异常值过多而应采用对数形式，以避免异常值在回归过程中权重过大导致的估计问题。为解决序列中小于等于1的数值在取对数过程中遇到的困难，我们釆用如下复合对数函数形式：

F（nit）=（7Tft-1）I（7TjtWl）+log（7TIt）I（7Tjt>1）（1）其中Hit代表通货膨胀水平，1（・）代表一个指示函数或虚拟变量。（二）模型设定为检测门限值水平的大小，将总体数据分为具有不同结构形式的两个部分，建立模型：TOC\o"1-5"\h\zyt=O±xt+Elt如0-）<2）yt-Oixt+E2t（xit>rx）（3）址为解释变量矩阵，兀江为可能存在门限效应的变量，广为假定的门限值,£址、%为白噪音误差项。令口为一个指示函数或虚拟变量，当冷（电>广）时,2二1（0）,则式（2）、式（3）可写为：yt-妨乂t+EU乂七（4）其中，妨^1=01-02°当门限值旷*确定时，式（4）可以由普通最小二乘法（0LS）估计。而当广不确定时，因为冷是非线性且不可微的，所以传统的非线性最小二乘法（NLLS）并不适用，而应使用条件最小二乘估计方法。建立如下模型：GDP-GRt二a+pi(l~Dt)INFt+p2Dt(JNFt~INFt")+l^=1GDPGRt_1+et(5)认屮当】NFHNF,时j£…，t

to,当INFtSINF；时（三）模型估计结果令INF「二（INFt……，丽耳），并用0LS对方成（5）逐一进行估计。计算各估计方程的均方误差，MSSR二1/啄\（GDPGRt-GDPGRt）f其值如图2所示。MSSR图1门限值估计结果MSSR图1门限值估计结果计算得argmin[MSSR(ZATFt),INFt=INFt……，丽耳]二26.9。由图1可知,当/NF「设定为序列的中间值时,MSSR(IN片)的值普遍较大，而当INF「为也和两时，其值为所估值中最小的。而此时方程(5)可写为：G/PGRt二a+pL(1-Dt)INFt瑙=±GDPGRt_i+et(6)GDPG&二a+pzDt(INFt-INFt9)+X?=iGDPGRt-i+et(7)也就是说，变量川尺对变量GDPGRt的影响是线性的，在［川尺……，丽］区间内，不存在门限效应。三、经济增长与通货膨胀的长期与短期关系既然通货膨胀对经济增长的影响不存在门限效应，那么我们就可以基于总体样本对两者之间的长期均衡关系和短期动态关系进行分析。下面，我们就分别运用Johansen协整技术和基J：VECM的Granger因果技术对两者之间的长、短期关系进行分析。单位根检验分别对序列IN.GDPG&描图，可以直观得看到两序列前半部分的值要普遍大于后半部分，在1997年附近可能存在一个水平的结构变化，即两序列的数据生成过程(DGP)在某一时刻存在一个截距项上的转变。大量的实证文献都证明当一个时间序列数据存在结构断点时，各种DF检验及PP检验都是有偏的，它们倾向于接受单位根的原假设。INF■■■■GDPGR45INF■■■■GDPGR403530252015105「「〉806000「S-SOO0—肓000莒000窍0000(「©66T「UO966T丄匸OE66T图2序列INF和GDPGR对于存在结构变化的序列，Perron最早提出了一种被称为“A0”模型和“10”模型的建模方法对其进行单位根检验，并经ZivotandAndrews>PerronandVogelsang等学者的进一步研究得以完善。在A0模型与10模型的选择问题上,VogelsangandPerron指出，无论真实序列的DGP是一个A0过程还是一个10过程，模型选择的偏差导致的检验功效的损失都是极小的，除非序列中包含一个斜率项的较大转变，此时A0模型的适用性更强。鉴于此我们基于A0模型分别对序列1阻、GDPG&进行单位根检验。模型估计结果显示,min[7；(/NFJ]二-4.83,nin[Ta(GDP-GRt)]=~4.07,均大于5%显著性水平下临界值，所以两序列都不平稳。两序列的结构断点分别发生在1997年第3季度和1995年第4季度。Johansen协整分析Johansen协整检验作为一种似然比检验方法，在检验变量间长期均衡关系过程中受到广泛应用，下面我们就基于这种方法來检验通货膨胀与经济增长之间的长期关系。分别对各种情形进行估计，结果见表1。表1Johansen协整分析结果PanelANOtrendinNOinterceptdatainCEPane1BNOtrendindataInterceptinCEPane1CLineartrendindataInterceptinCEGDPGRt1c0INFt-7.22GDPGRt1C-17.48INFt1.82GDPGRt1c-19.79INFt0.99AICSC/LR4*MSSRAICSC/LRMSSRAICSC/LRMSSRr2236.6974*492.66L4*229.26如表1所尔，在对变量INFt、GDPGRt进行Johansen协整检验的过程中，我们选择的最大滞后阶数为4,并分别估计了3个标准化协整向量。对于3个标准化协整向量间的选择问题，我们分别计算了每个协整方程的均方误差，其中第三个协整方程的均方误差值最小。所以经济增长与通货膨胀之间存在长期均衡关系,标准化协整方程为：GDPGRt二19.79+0.99*INFt(10)(0.55)基于VECM的Granger因果检验格兰杰表述定理指出，如果变量是协整的，那么二者之间的关系可以由一个误差纠正机制來表述。如果动态模型中不包含误差纠正项，那么该模型就是误设的，并将产生谬误的结论。下面，我们就基于VECM來检验变量INFt与GDPGRt间的短期动态关系，估计结果见表2。表2VECM估计结果△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**

弱外生性检验久1=0F(l,61)=14.4827**久2=0F(1,61)=0.9430强外生性检验%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%的显著性水平上是联合显著的，久1在1%的显著性水平上是显著的，久2在5%的显著性水平下不显著。所以通货膨胀是经济增长的Granger原因，并且这种原因既來源于两者的短期变动，乂來源于通货膨胀变量在偏离两者均衡关系时的调整；同时经济增长也是通货膨胀的Granger原因,但这种原因只來自于两者的短期变动。因果关系的结论同样可以从脉冲响应的结果中得到验证，相应结果如图5所示。ResponsetoCholeskyOneS.D.Innovations±2S.E.图3脉冲响应函数（VAR滞后4阶）由图3可知，通货膨胀INF对经济增长GDPGR扰动的响应，及经济增长GDPGR对通货膨胀INF扰动的响应都是显著的，这就说明两者存在因果关系。INF对GDPGR扰动的响应是即刻的，第1期的响应大约为0.5,并在第7期左右达到最大值，此后响应力度随时间缓慢衰减oGDPGR对INF扰动的响应存在短暂的滞后，从第2期开始显著为正，在第4期达到最大值1.3左右，此后迅速衰减，正的响应在第10期左右降为零，此后呈现出负响应的趋势。四、结论（一）本文基于门限自回归模型的分析，并未发现通货膨胀对经济增长的门限效应。这一方面源于市场经济发展初期，我国国内资本缺乏，资本回报率较高，投资对通货膨胀的变动不敏感；另一方面我国的劳动力成本优势显著，高通胀对国内出口企业的影响有限。此外，国家对资本市场的严格限制也起到了一定作用。但我们也必须意识到，在我国1993年第1季度至2010年第3季度样本区间内，通货膨胀水平高于10%的样本只存在于1995年之前，1995年以后中央政府对通货膨胀相对成功的调控将我国通胀水平维持在一个相对合理的区间内o也就是说对后期样本而言，对我国通货膨胀不存在门限效应的认识仅限于个位数以内的通胀水平。随着我国市场化进程的不断推进，国内劳动力成本显著上升，国家对资本市场、汇率市场的关注也逐步放松。同时，來自东南亚、非洲、南美洲国家的竞争压力也越來越大，这一切都使得国内通货膨胀对资本形成及实体经济的影响越來越显著。对不同发展程度国家面板数据的分析也表明，随着一国人均国民收入的提高及资本回报率的下降，通货膨胀的门限值水平有下降的趋势。因此，对于作为发展中国家的中国來说，11%-12%的门限值水平，对我国仍有一定的警示意义。（二）对通货膨胀与经济增长之间长短期关系的分析表明，在长期通货膨胀对经济增长有消极作用，通货膨胀水平每上升1个百分点，名义经济增长率下降0.99个百分点。若以实际经济增长率等于名义经济增长率减通货膨胀率算，实际经济增长率下降幅度更大，接近2个百分点。然而对两者短期动态关系的研究表明，在短期通货膨涨对经济增长有一个显著的正效应，通货膨胀对经济增长的消极作用主要发生在经济增长对两者均衡关系的长期调整过程中。（三）温和的通货膨胀水平短期内之所以表现出对经济增长的显著正向作用,主要在于本轮金融危机之前，我国发生的儿次通货膨胀基本上都属于需求拉动型通货膨涨。具有生产性的需求拉动型通货膨涨，不论是政府需求还是民间需求引致的，也不论是投资性需求还是消费性需求引致的，短期内对经济增长、社会就业的作