五、VAR计量分析
由于Granger因果关系检验只能检验变量之间是否存在影响,但无法明确影响的方向,为了进一步确定变量之间的具体关系,我们需要建立VAR模型进行进一步的分析。采用VAR模型可以较好地反映通货膨胀对工业经济运行效率的影响。因为传统的经济计量方法(如联立方程模型等结构性方法)是以经济理论为基础来描述变量关系的模型,遗憾的是,经济理论通常不足以对变量之间的动态联系提供一个严密的说明,而且内生变量既可以出现在方程的左边,又可以出现在方程的右端,使得估计和推断变得更加复杂,而采取VAR这种非结构性方法来建立各个变量之间关系的模型可以很好地解决上述问题。本部分所采用的模型中的内生变量包括通货膨胀率和工业经济运行效率。首先构建VAR模型并确定最优滞后期,然后分别进行脉冲响应和方差分解来研究通货膨胀与工业经济运行效率之间的动态关系。
(一)VAR模型构建及滞后期选取
VAR(Vector Auto-regression Model,VAR)向量自回归模型的推广源于世界著名的计量经济学家Sims在1980年发表的著名文献。向量自回归模型是一种非结构化的模型,即变量之间的关系并不是以经济理论为基础的,VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后项的函数来构造模型。
本文设定包含通货膨胀率CPI、工业经济运行效率E的VAR模型如下:
设定上述模型的理由是,VAR模型为无约束模型,因此每个变量当期都作为被解释变量,同时解释变量包含各个变量的滞后期。
建立VAR模型,其中一个重要的问题就是滞后期的确定。在选择滞后阶数时,一方面想使滞后阶数足够大,以便能完整反映所构造模型的动态特征;但另一方面,滞后阶数越大,需要估计的参数也就越多,模型的自由度就减少。所以通常进行选择时,需要综合考虑,既要有足够数目的滞后项,又要有足够数目的自由度。根据模型精简原则以及AIC和SC准则,本文模型滞后期选择为3,建立VAR(3)模型,如表3所示。
表3 VAR模型估计
被解释变量解释变量 |
E |
CPI |
被解释变量解释变量 |
E |
CPI |
E(-1) |
0.8592 |
5.5553 |
CPI(-1) |
0.0071 |
0.8315 |
|
(0.1531) |
(7.1157) |
|
(0.0034) |
(0.1587) |
|
[5.6105] |
[0.7807] |
|
[2.0643] |
[5.2400] |
E(-2) |
0.0618 |
-1.2132 |
CPI(-2) |
-0.0137 |
-0.4914 |
|
(0.1890) |
(8.7838) |
|
(0.0042) |
(0.1960) |
|
[0.3271] |
[-0.1381] |
|
[-3.2467] |
[-2.5069] |
E(-3) |
-0.1461 |
-5.4618 |
CPI(-3) |
0.0095 |
0.2956 |
|
(0.1490) |
(6.9229) |
|
(0.0035) |
(0.1621) |
|
[-0.9807] |
[-0.7890] |
|
[2.7332] |
[1.8235] |
R-squared |
0.7188 |
0.4961 |
C |
0.1430 |
2.1857 |
Adj.R-squared |
0.6804 |
0.4274 |
|
(0.0657) |
(3.0526) |
Sumsq.resides |
0.4360 |
941.3804 |
|
[2.1760] |
[0.7160] |
S.E.equation |
0.0995 |
4.6255 |
Akaike AIC |
-1.6495 |
6.0279 |
F-statistic |
18.7412 |
7.2193 |
Schwarz SC |
-1.3843 |
6.2931 |
Log likelihood |
49.0615 |
-146.7120 |
Mean dependent |
0.6790 |
3.8038 |
S.D.dependent |
0.1761 |
6.1125 |
|
|
|
表3给出了VAR模型的估计结果,两个方程的决定系数分别约为0.72和0.50,因此,VAR模型相对效果良好,估计方程式如下:
E=0.8592(E(-1)+0.0618(E(-2)-0.1461(E(-3)+0.0071(CPI(-1)-0.0137(CPI(-2)+0.0095(CPI(-3)+0.1430
从模型中可以看出,在控制其他变量的情况下,滞后一期的通货膨胀对工业经济效率产生了正向的影响,弹性系数为0.0071,滞后二期的通货膨胀对工业经济效率产生了负向影响,弹性系数为-0.0137,这符合西方经济理论中适度的通货膨胀有助于刺激有效需求,刺激经济增长;但是过度的通货膨胀会拉动成本的上扬和抑制需求的持续增长,从而阻止工业经济效率的提升。另外从模型中可以看出,通货膨胀对工业经济运行效率的影响十分有限,工业经济运行效率的提升更多的是来自工业经济本身内部因素。从长期来看,通货膨胀不是抑制工业经济运行效率提升的根本性因素,在一定程度上适度的通货膨胀有助于工业经济运行效率的提升,这从滞后三期的通货膨胀的弹性系数0.0095可以看出。
(二)脉冲响应函数
脉冲响应函数(impulse response function,IRF)用来衡量来自随即扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。前面分析了通货膨胀是工业经济运行效率的格兰杰因果关系,下面进一步说明这种影响的动态调整随着时间变化的过程。
非稳定的VAR模型是不适合做脉冲响应的,所以首先有必要检验VAR模型的稳定性,具体操作方法是检验VAR模型所有的特征根的倒数的模是否小于1。如果VAR模型的所有的特征根的倒数的模都小于1,则VAR模型是稳定的;如果有一个特征根的倒数的模等于1或是大于1,则VAR模型不稳定,需要重新设定。
图3 AR特征多项式的根
如图3所示,对所有单位根倒数的模而言,所有的模都小于1,都位于单位圆内,表示本文中所建立的VAR模型是稳定的,可以进行下面的脉冲响应分析。
图4 工业经济运行效率对来自自身扰动的影响
图4给出了工业经济运行效率对来自自身冲击的响应函数图,反映了来自工业经济运行效率的一个标准差冲击,对现在和未来的工业经济运行效率的影响。图中的实线表示脉冲响应函数,虚线表示响应函数值加/减两倍标准差的置信带。从图4中可以看出,工业经济运行效率对其自身的一个标准差信息立即做出了响应,工业经济效率增加了约0.10个百分点,工业经济运行效率的正向冲击有助于自身的改善。响应函数随着时间推移而逐渐衰减,但是衰减速度比较慢,12期以后冲击所带来的响应才会变得不显著。
图5 工业经济运行效率对来自通货膨胀率扰动的影响
图5给出了工业经济运行效率对来自通货膨胀率冲击的响应函数图。从图中可以看出,工业经济运行效率对来自通货膨胀的扰动并没有立即做出响应,工业经济运行效率在第一期的响应等于0;在第二期,工业经济运行效率对CPI扰动所做出的响应达到了最大(大约0.03个百分点)且为正向的,有助于工业经济运行效率的改善;在第3、4期响应下降,且为负向冲击,对工业经济运行效率的抑制作用开始显露;至第5期又上升;在第6期达到了次最大(约0.02个百分点);之后一直下降;到第18期左右稳定地趋于0,主要因为所估计的VAR模型是稳定的。从中可以看出通货膨胀对工业经济运行效率的影响具有“滞后性”,这是因为物价的波动传递到生产资料的成本方面有一个时间差;另外从总体上看,适度的通货膨胀对工业经济运行效率的正向作用大于负向作用。
(三)方差分解
一般情况下,脉冲响应函数捕捉的是一个变量的冲击对另一个变量的动态影响路径,描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击对其他内生变量所带来的影响,是一种绝对效果的描述;而方差分解(Variance decomposition)是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度,可以将VAR模型系统内一个变量的方差分解到各个扰动项上。因此方差分解提供了关于每个扰动项因素影响VAR模型内各个变量的相对程度。鉴于本文着重分析通货膨胀对工业经济运行效率的影响,这里我们只给出了工业经济运行效率的方差分解,如图6所示。
图6 工业经济运行效率E方差分解的结果
从图6中可以看出,在1-20的预测期内,中国工业经济运行效率的大部分可由其自身的信息解释,其比例一直占到92%以上,CPI可以解释3%-7.87%左右的信息;并且随着预测期的向前推移,工业经济运行效率中由其自身扰动所引起的部分的百分比在缓慢下降,而由通货膨胀扰动所引起的部分的百分比则缓慢增加,其中到第20期左右达到了峰值,即大约为8%的工业经济运行效率可以由通货膨胀率变动解释。通过分析可知,通货膨胀对工业经济的影响存在,但不是制约工业经济效率提升的根本性因素,对工业经济运行效率提升的贡献有限。
六、结论及建议
中国特殊的国情及特殊的经济发展阶段,使得我们研究中国经济问题不能完全照搬西方既有的经济理论,必须结合中国的实际来加以深入研究,针对目前社会各界对中国宏观经济的判断,物价的上涨成为制约中国经济进一步发展的绊脚石,我国政府采取了相应的宏观调控措施,主要是稳定物价总水平,妥善处理抑制通货膨胀和经济增长的关系。
本文利用我国1957—2010年的经济数据具体,分析了中国工业经济运行效率和通货膨胀之间的关系,相关结论及建议如下。
第一,通过单位根检验,在控制其他变量的情况下,通货膨胀和中国工业经济运行效率在1%、5%、10%的显著水平下均是一阶单整的,这说明二者之间存在协整关系,也就是说中国工业经济运行效率和通货膨胀之间存在着长期均衡关系。因此我们在提升中国工业经济运行效率的过程中必须妥善处理二者之间的关系,尤其是在当前我国通胀危机不断升温的背景下,不能一味的注重经济增长,具体到工业领域内,不能一味地增加投资等而忽略了通货膨胀的危机。
第二,通过格兰杰因果关系检验,我们发现通货膨胀是中国工业经济运行效率的格兰杰原因,说明通货膨胀会影响中国工业经济运行效率,尤其是从VAR模型分析结果来看,适度的通货膨胀也会刺激中国工业经济运行效率的提升。这就是说,在经济增长的过程中并不是一定要完全彻底地消除通货膨胀,而是要把通货膨胀控制在推动经济持续增长的合理范围之内,从而有助于中国工业经济的发展,提升中国工业经济运行的效率水平。另外,中国工业经济运行效率和通货膨胀二者的格兰杰原因是单向的,即中国工业经济运行效率的提高并不会引起通货膨胀率的上升。
第三,通货膨胀对中国工业经济运行效率提升的负面影响主要集中在短期,而且主要由高通货膨胀引起的,这可以从脉冲响应函数中看出;从长期来看,适度的通货膨胀有助于中国工业经济运行效率的提升;从影响中国工业经济运行效率的方差分解中可以看出,随着时间的推移,适度的、温和的通货膨胀对中国工业经济运行效率的贡献比例有增大的趋势。
第四,建国以来中国工业经济运行严重依赖生产要素的大量投入与生产规模的外延扩大,长期走的是“高投入、高消耗、高污染、低产出、低质量、低效益”的粗放型工业化道路,严重制约了中国工业经济运行效率的提升,从对中国工业经济运行效率的方差分解中也可看出,中国工业运行效率提升的92%以上的因素来自工业自身而非通货膨胀,这也和当前中国工业的现状相符。因此,转变经济发展方式,建立节约型、效率型工业,走新型工业化道路,提升中国工业经济运行效率成为当前中国工业经济可持续发展的重中之重。
基金项目:本文受国家社会科学基金项目“当前中国农村多维贫困的测度与反贫困政策研究”(批准号11BJL040)、教育部人文社会科学青年基金项目“通货膨胀对我国工业经济运行效率的影响机制、效应与对策研究”(批准号11YJC790205)、广东省自然科学基
参考文献:
[1]王小鲁,樊纲等.中国经济增长的可持续性——跨世纪的回归与展望[M].北京:经济科学出版社,2000.
[2]姚伟峰.中国经济增长中的效率变化及其影响因素实证研究[M].北京:中国经济出版社,2007.
[3]高铁梅.计量经济分析方法与建模:EViews应用及实例[M].北京:清华大学出版,2009.
[4]陈彦斌.中国通货膨胀的预期、形成机制和治理政策[M].北京:科学出版社,2010.
[5]马占新.数据包络分析模型与方法[M].北京:科学出版社,2010.
[6]李敏,陈胜可.EViews统计分析与应用[M].北京:电子工业出版社,2011.
[7]周旭东,陈斌,张兵.试论通货膨胀与经济增长的关系[J].中国人民大学学报,1999,(3).
[8]刘金全,谢卫东.中国经济增长与通货膨胀的动态相关性[J].世界经济,2003,(6).
[9]唐家要.竞争、所有权与中国工业经济效率[J].产业经济研究,2005,(3).
[10]童牧.国有资本与工业经济增长与效率—基于我国省级面板数据的研究[J].生态经济,2008,(12).
[11]李华伟,吴海民.中国工业经济运行效率研究综述[J].价格月刊,2009,(1).
[12]李小平,朱钟棣.中国工业行业的全要素生产率测算——基于分行业面板数据的研究[J].经济评论,2011,(2).
[13]尹皛洁.当前通货膨胀的深层次原因分析和治理研究[J].理论界,2011,(4).
[14]刘甲朋.中国通货膨胀问题研究观点综述[J].财经政法资讯,2012,(1).
[15]刘睿劼,张智慧.基于WTP—DEA方法的中国工业经济—环境效率评价[J].中国人口·资源与环境,2012,(2).
[16]吴海民,王劲屹等.中国工业经济运行效率影响因素的实证分析[J].工业技术经济,2012,(3).
责任编辑:夏雨