基于var模型和adl模型的分析

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独国通货膨胀率影响因素硇实i正研究基于VAR模型和ADL模型的分析麓王利张桂喜[内容提要]本文用向量自回归VAR模型和自回归分布滞后ADL模型对影响我国通货膨胀率的货币因素进行实证研究，结果表明我国通货膨胀率变化符合货币数量论学说。研究发现M1增长率与准货币增长率对通货膨胀率的作用相反，用存贷比表示的流动性对通货膨胀率有一定的助长作用，实际利率对通货膨胀率影响较小。据此，本文提出相关的政策建议。[关键词]通货膨胀率VAR模型ADL模型准货币影响中图分类号：F822文献标识码：A文章编号：1000—7636(2009)09—0029—5．5一、引言国内外学者已经对通货膨胀及其影响因素进行了大量的研究。NinaBudina(2006)分析了马来西亚的货币、产出和通货膨胀的关系，结果发现产出有很大的外生性，通货膨胀是一种货币现象。唐毅亭和熊明渊(2008)回顾T2007年下半年以来我国高通胀的情况，认为本轮通胀依然可以在货币数量论的框架内解释，但在应用中要充分考虑并修正物价和货币的理论值与度量值的差异带来的偏差。姚远(2007)采用协整与方差分解的方法对我国货币供应、通货膨胀与经济增长的关系进行实证研究，发现货币供应对通货膨胀和经济增长的影响具有滞后效应，长期内货币非中性。王凯和庞震(2008)的研究表明弗里德曼假说在我国是成立的，通货膨胀不确定性的增加减缓了我国的经济增长。曾令美和周庆武(2008)的理论和实证分析表明，人民币汇率升值对通货膨胀有一定抑制作用，但效果并不显著，并有两年的时滞，因此，依靠本币升值治理通货膨胀并不是合适的选择。货币学派的创始人米尔顿·弗里德曼(MiltonFriedman)断言“无论何时何地，通货膨胀都是一个货币现象”。基于费雪的交易方程MV=Py，即货币供给量与货币流通速度的乘积等于一般物价水平与实际国民收入的乘积，推导出以下关系式：1T=血+旬一(1)式(1)中，叮r为通货膨胀率，为货币增长率，旬为货币流通速度增长率，为产量增长率。根据式(1)，通货膨胀可能来源于三个方面，即货币流通速度的变化、货币增长和产量增长。据此，本文采用向量自回归VAR模型和自回归分布滞后ADL模型对影响我国通货膨胀率的以上因素进行实证研究。收稿日期：2009—06—20作者简介：王利首都经济贸易大学经济学院教授，博士生导师，北京，100070；张桂喜首都经济贸易大学经济学院副教授。①刘风良、王艳萍：《货币主义》，经济日报出版社，2007年1月，第88页。 经济与管理研究(2o09年第9期)lResearchonEconomicsandManagement二、数据选择及VAR模型(一)变量选取和数据来源通货膨胀率指标(CPR)：选择消费者价格指数(我国称居民消费价格指数)CPI来反映通货膨胀的程度，以上年同月价格为基期的指数(同期比)减去100表示通货膨胀率。货币增长率指标：在模型的构建过程中发现，如果选择广义货币供应量M2的月同比增长率作为货币增长率指标，结果的正负号与理论相背。因此，本文将货币增长率指标细分为狭义货币M1(流通中现金加上企事业单位活期存款)的月同比增长率M1R和准货币(M2一M1)的月同比增长率MZR。分别考虑这两者对通货膨胀率的影响程度。流动性指标(LV)：选择银行体系存贷比的月度数据作为流动性指标。贷存比的计算公式为TotalLoans／TotalDeposits，它反映了银行正常经营需要保持的适当的流动性，也反映了在央行的准备金、超额准备金及央行票据吸收的多余流动性及被动投资资金比例。贷款通常被认为是银行资产项目中流动性最低的资产，贷存比例越低，流动性越高。在此使用其倒数即真正意义上的存贷比作为流动性指标。货币价值指标(RR7)：由于物价是一国商品价值的货币表现，通货膨胀就意味着该国货币代表的价值下降，即货币贬值和信用膨胀。在金融市场上，货币的价值在任何时候都等于贴现率或短期贷款所收的利率。潘冠中(2004)根据相关性原则和交易最频繁、成交量最大原则指出，银行间市场7天回购利率是瞬时利率的最佳近似替代，因此，选择全国银行间市场债券质押式回购7天加权平均利率RR7作为模型中即期利率。由于动态的利率变量具有更强的解释产出变化的能力，在此用作产量增长率的替代。本文的数据选取2000年1月至2008年12月共9年的月度数据，每个系列108个样本。CPI数据来源于国家统计局，其余指标数据来源于中国人民银行统计报告。为了反映货币的实际增长，用M1除以同期CPI之后计算得出月同比来反映实际货币增长率M1R；准货币实际增长率MZR是计算(M2一M1)／CPI之后，再计算月同比；实际货币价值指标RR7用全国银行间市场债券质押式回购7天加权平均利率减去同期通货膨胀率CPR。此外，为了消除季节变动的影响，使用X一11．2加法方法对各个时间序列进行了季节调整。本文先采用向量自回归(VectorAutoRegressive，VAR)模型分析各个变量之间的动态关系。VAR模型采用多方程联立的形式，在模型的每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，从而估计变量之间的动态关系。本文构造的非限制VAR(p)模型可以表示为：DY=d+∑piY。一i+8(2)CPRMlR其中，Y=MZR，即5阶时问序列的列向量，是5阶常数项列向量，pi是5×5阶参数矩阵，si为5阶随LV．RR7i机误差列向量。CPR为通货膨胀率，M1R为M1实际货币增长率，MZR为准货币实际增长率，IJv是作为流动性指标的贷存比，RR7是反映产量增长率的货币价值指标(当期实际利率)。VAR模型结构的确定：在选择滞后阶数时，一方面要使滞后期数P足够大，以消除误差项中存在的自相关，以便完整地反映所构造模型的动态特征。但滞后期数过大会导致自由度大量减少，直接影响模型参数估计量的有 宏观经济效性。本文根据AIC信息准则最小化确定滞后期为2，构造非限制VAR(2)。(二)模型检验模型稳定性(stability)检验：稳定性是指当把一个脉动冲击施加在VAR模型中某一个方程的新息(innow-ttion)过程上时，随着时问的推移，这个冲击会逐渐地消失。变量之间的动态关系有效。检验VAR(2)的滞后结表1AugmentDickey-Fuller单位根检验结果构，检验结果特征方程所有根模的倒数均小于1，位于单位圆内，表明模型稳定。单位根检验：采用ADF法检验CPR、M1R、MZR、IV和RR7的平稳性，在检验过程中确定滞后项采用AIC准则，检验结果如表1所示。这4个时间序列的原始序列都有单位根是非平稳的，它们的一阶差分序列在1％显著性水平下是平稳的，4个序列均为1阶单整I(1)序列，表明它们之间可能存在长期均衡协整关系。因果关系检验：VAR的Granger因果关系检验对于模型中每一个方程输出每一个其他内生变量的滞后项的统计量，即分组变量外生性的Wald检验。表2给出了每个方程对所有其他内生变量注：检验形式(C，t，k)中，C和t分别为带有常数项和趋势项，n表示无常数项或无趋势项，k为由AIC最小化准则确定的滞后阶数，D表示一阶的联合Wald检验结果。由表3可知，分别以差分。CPR、MZR和RR7为被解释变量，其他内生变量表2VAR(2)的Granger因果关系检验结果的1、2阶滞后项为解释变量的方程满足Granger因果关系检验。VAR协整检验：在VAR(2)模型中，采用J0．hansen方法来检验变量之间的协整关系。从检验不存在协整关系这一零假设开始，并根据迹统计量和最大特征值统计量所得的结果逐步检验，得出至多有3个无截距、无线性趋势项的协整方程。以CPR为被解释变量的方程正规化之后的协整方程表示为式(3)。式(3)中括号内为标准差，由于标准差过大，参数的实际数值无参考价值。仅可比较各个系数的数值与正负号，看出各个变量的影响力度与方向。CPR=123．15MIR一25．97MZR+6．08LV一3．35RR7(3)(18．31)(11．30)(3．31)(1．23)(三)脉冲响应分析脉冲响应函数反映了在VAR模型的误差项t加上一个单位标准差大小的新信息冲击，对内生变量的当前值和未来值所带来的影响。本文的VAR(2)模型通过了稳定性检验，它是一个稳定的系统，其脉冲响应分析具有参考意义。在显示CPR对MlR、MZR、LV和RR7脉冲响应函数分析时，采用了广义脉冲法(gener~izedimpulses)，以克服Cholesky脉冲响应法中由于变量的次序不同而导致脉冲结果不同的弊端，结果如图1到图4所示。其中，横轴表示以月为单位的滞后期，纵轴表示变化率。 经济与管理研究2∞9筑9期‘一⋯h01lEc0Mt、≈㈨jMLjf；l蹦OOOOOOO000OO42024H∞吆／／r＼＼／／＼／图1M1R的冲击引起通货膨胀率的响应函数图2MZR的冲击引起通货膨胀率的响应函数从图1可以看出，当本期给狭义货币供应量M1增长率M1R一个标准差的正向冲击后，在2个月之内可能引起通货膨胀率暂时降低，最大一0．26个百分点左右。随后即引起通货膨胀率上升，在第8期达到最高点0．38个百分点，然后影响缓慢减小36个月之后影响基本消失。图2显示出一个特别值得关注的现象，准货币的增长率MZR一个标准差的正向冲击一直会给通货膨胀率带来反向的影响，即产生抑制通货膨胀的作用。在未来第1个月达到影响高点一0．29个百分点，对未来27个月均有一0．2个百分点以上的影n响，然后缓慢减弱，持续时间超过36个月。OⅢⅢⅢm加如∞叭￡}∞∞厂＼＼一＼／＼，f图3LV的冲击引起通货膨胀率的响应函数图4RR7的冲击引起通货膨胀率的响应函数图3是流动性指标存贷比的月度数据LV的冲击引起通货膨胀率的响应函数。与货币变量相比较，银行体系的流动性对通货膨胀率的未来影响小得多。在未来1个月产生0．05个百分点的冲击，影响逐渐增强，第12个月左右达到最大0．12个百分点，随后逐渐减弱。当实际利率RR7产生一个标准差的正冲击后，对通货膨胀率的影响如图4所示。注意图4纵轴的刻度减小了一个数量级，显示出它对通货膨胀率的影响比较小。在未来第1个月引起通货膨胀率下降0．05个百分点，然后震荡减弱，但一直是负值。综合分析，货币供应对通货膨胀率的影响最强，狭义货币供应量M1月同比增长率加大引起通货膨胀率提高；而准货币的月同比增长率加大则引起通货膨胀率的下降，有较强的抑制通胀作用。广义货币供应量M2增长率对通货膨胀率的作用将是狭义货币供应量增长率M1R和准货币增长率MZR共同作用的结果。存贷比增大，流动性增高会刺激通货膨胀率提高，但其影响力度小于货币供应。货币价值指标即期利率的提高对通货膨胀率有微小的抑制作用。各个指标变量的作用方向与前面的(1)式相符合。三、自回归分布滞后模型为了具体研究各个因素对通货膨胀率影响的相对稳定关系，先考虑采用自回归分布滞后模型(Autoregressive 宏观经济DistributedLagModel，ADL)，其一般表达式为：tY=+1王，lYL_l+2Y一2+⋯pixt—i+Ut一01Ut一1一⋯equt—q(4)其中Y卜。是滞后i期的外生变量，每个外生变量的最大滞后阶数为ti，3i是参数向量。采用“从一般到简单”的建模过程，从一个带有较长滞后阶数的一般模型开始，逐步排除一些变量，最终得到一个性质，良好表达简练的模型。逐步剔除方程中不显著变量，重复这一过程直到把能引起残差自相关的不显著变量剔除为止。经过反复精练，得到简化模型的表达式为：CPR=B1CPR一】+132M1R一】+p3MZR+134MZR一】+13LLV。一1+136RR7一1+137RR7。一3(5)对(5)式用普通最小二乘法估计的残差序列与cpr的相关系数为0．003，表明二者同期无关，得到一致估计量。CPR=1．10CPR1+13．20M1R9．09MZR1+8．78MZR+1．77LV。1+0．44RR7一一l一一一l一0．52RR7一2一一3(6)(29．57)(5．71)(一2．21)(3．19)(一4．05)(2．75)(一3．41)R=0．9563该模型各项系数都是统计显著的，由于模型中存在滞后因变量，DW统计量无法检验随机误差自相关性，经多阶Breusch—GodfreyLM检验，残差不存在序列相关性。自回归分布滞后模型反映出，前期狭义货币M1增长率提高1个百分点，推动当期通货膨胀率增长13．2个百分点；前期准货币的增长率提高1个百分点，通胀率降低9．09个百分点。准货币的增长率对通货膨胀率的平均作用是逆向的。用存贷比表示的流动性增加1个百分点，通胀率随之增大1．66个百分点。而作为货币价值指标的实际利率则对通胀率作用最小，平均作用也是逆向的。各个指标变量对于通胀率的作用方向也与前面的(1)式相符合。四、结论及政策建议本文构建了反映动态关系的VAR(2)模型与反映相对稳定关系的自回归分布滞后模型，二者的结果可以相互支持，并表明我国的通货膨胀现象符合货币数量论学说。研究发现一个值得深入探讨的现象，两个模型均反映出准货币的增长率对通货膨胀率的平均作用是逆向的。货币数量的增加虽然是物价上涨的重要原因，但不能笼统而言。准货币的增长可抑制通胀。这个现象可以解释为：M1反映了实体经济中运行的货币数量，因此M1增长率的升降与CPI增长率具有较强的同向作用，当M1增幅趋小时，预示未来工业品出厂价格指数(PPI)将会下滑，并会影响居民消费价格指数CPI下行。准货币是广义货币M2与狭义货币M1之间的差额，主要由可以随时转账的银行定期存款、居民储蓄以及各种短期信用流通工具，如国库券、代币券、储值卡等构成。准货币则主要代表虚拟资本市场中运行的货币数量，当准货币持续增幅加大时M2与M1的喇叭口呈扩张型，会导致金融资产价格的上升。随着经济的发展与经济主体决策独立性的增强，我国的货币供给的内生性逐渐加大，即货币需求对货币供给的影响越来越大。结合狭义货币与准货币的增长率趋势和通货膨胀率的周期，笔者认为2009年将面临通货紧缩的压力。对于中央银行而言，货币政策的目的是宏观经济稳定，其核心就是经济增长和物价水平的稳定，即反经济风向而动。根据本文的研究结论，从稳定物价的角度出发，建议政府建立准流动性调控的政策目标。准流动性调控对象主要包括银行的长期货币资金、居民储蓄和短期信用流通工具。可考虑如下具体措施：(1)监控银行的长期货币资金。调控存款准备金率、发行中央银行长期票据和适当提高中长期存贷款利率可以锁定银行的长期流动性，增加准货币。调控存款准备金率能够调节银行体系存贷比，从而控制(下转第38页) 经济与管理研究(20o9年第9期)IResearchonEconomicsandManagement储粮总公司的协调优势，把政策性业务与非政策性业务结合起来，把提供公共服务职能与提供市场服务职能结合起来，有助于最大程度地提高中国粮食市场的运行效率。(四)增强避险机制在市场经济中，无论调控还是经营都会有一定的风险。围绕储备粮轮换利用市场机制，拓展产业链，适度开展经营，也会遇到市场风险，因此必须建立健全相应的风险防范机制。首先，清楚界定储备与经营结合的合理“边界”，即储备产业化运营的核心是储备粮的轮换，经营必须紧紧围绕储备粮轮换展开。在粮食流通领域中，中央储备粮承储企业主要从事那些关系维护国内粮食市场大局稳定的经营业务，这些业务对一般粮食企业而言既无内在动力，又缺乏必要的条件和足够的能力。其次，要建立健全市场信息监测系统，适当提升经营主体的层次，减少基层分散经营行为，建立专业化的经营机构，培养熟悉市场运作的专门化人才，学会熟练运用各种市场避险工具，最大限度地降低内部和外部交易成本。第三，加强监督，建立健全内部规章制度，使承储企业的经营有章可循，有序进行。同时，适时修改《储备粮管理条例》，既为经营提供必要的制度空间，又明确规定“行”与“止”的界限，便于监督检查，真正使储备与经营结合有法可依，健康运行。责任编辑：周斌(上接第33页)通货膨胀。由于中央银行票据能够在银行间货币市场上转让，对银行的短期流动性影响不大。提高中长期存贷款利率会带动实际利率，从而减缓通货膨胀。在通胀压力减缓的情况下，则可反向操作。(2)在通胀压力增大的情况下，适当提高居民存款利率。这将激励更多的居民收入转化为储蓄，抑制M1的增长速度。在通胀压力减缓的情况下，则可考虑降低居民存款利率。但由于我国居民的储蓄意愿强烈，居民储蓄对名义利率变化弹性较小，在目前通货膨胀预期不稳和实际负利率的形势下，适当提高居民存款利率是必要的。表面看起来这与鼓励消费拉动内需有矛盾。但只要商品和服务的市场价格下降，购买力就会提高，更何况储蓄是未来的消费。(3)重视对准货币的监控，对信用流通工具建立合理的发行监控体系。建议根据实际经济状况，制定合理的经济参数，通过调整代币券、储值卡等发行政策，来配合经济政策的调整。在消费需求不足或人均可支配的收入增加时．可以适当加大这类准货币的发行量。目前国内热议政府向市民发放“消费券”的话题，在经济低迷的情况下，本着市场公平规则发放“消费券”确属一个值得鼓励的办法。参考文献：[1]唐毅亭，熊明渊．当前我国CPI走势分析和展望[J]．宏观经济研究，2008(12)．[2]姚远．中国货币供应、通货膨胀及经济增长关系实证研究[J]．经济与管理，2007(2)．[3]王凯，庞震．货币供应量、通货膨胀不确定性与经济增长——兼论弗里德曼假说在中国的适用性[J]．山西财经大学学报，2008(7)[4]曾令美，周庆武．人民币汇率变动影响我国CPI的计量分析[J]．上海金融，2008(1O)．[5]潘冠中．单因子利率期限结构模型参数估计的数据选择[J]．数量经济技术经济研究，2004(9)．f6]杨科．基于中国经济现状的“准货币”分析[J]．金融研究，2006(4)．责任编辑：周斌