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摘要：考虑到当前受粮食、能源供给等真实性冲击，以及货币供给的名义性冲击和国际通货膨胀传递的影响，文章通过建立VAR模型，运用脉冲响应函数与方差分解的方法研究了货币供给增长、固定资产投资增长与CPI三者的动态关系，从实证角度分析了当前CPI上涨的原因并给出了相应的政策建议。
关键词：CPI VAR模型 脉冲响应 实证研究
中图分类号:F014.5 文献标识码:A 文章编号:1004-4914(2008)04-055-04
一、引言
自2003年初，中国经济已逐渐摆脱通货紧缩的束缚，但随之而来的通货膨胀压力却日益增强，其加速上升的势头似乎大大超出了人们的预期。反映通货膨胀的经济指标居民消费价格指数(CPI)，2007年7月份同比上涨5.6%，月环比价格上升0.9%，创造了近十年来最高纪录。与此同时，货币供给量也在高速扩张，2007年6月份的M2比上年同期增长17.06%，M1增长20.92%。经济理论与国内外经验告诉我们，当货币供给量扩张非常快的时候，或迟或早会产生通货膨胀压力。因此，分析这一轮的通胀压力原因就显得很有必要。近年来，中国外汇储备增长迅速，在强制结汇制度下，巨额外汇占款便成为众矢之的。大多数学者将通胀压力归于增长异常的外汇储备。周浩、朱启贵(2006)①运用多变量向量自回归模型的协整分析方法与向量误差修正模型对我国外汇储备与物价指数之间的关系进行了协整检验，结果表明外汇储备与物价指数之间存在着正相关关系，且长期内存在着稳定的均衡关系，外汇储备每增加1%，价格指数上涨0.09%。此外，王少平、李子奈（2004）②通过货币需求的协整分析得出了货币政策的重点应为防范通胀。为了缓解通胀压力，建议采用加息政策进行调控，而事实上央行也真照此调整了银行间同业拆借的基准利率和存款贷款基准利率。甚至有些学者提出还要提高加息幅度。但也有学者提出了不同的看法，如，刘霞辉（2004）③则认为频繁的货币供给量波动会引起经济的大起大落，其隐含的意义就是，货币政策不是对付经济波动（比如通胀）的良方，相反是引起波动的原因。吴晓灵(2007)④在第三届中国金融年会论坛上指出：“构成物价上涨压力的因素包括当前投资、信贷回落的基础还不稳固,国际收支不平衡等因素。”安佳(2005)⑤认为，2004年我国物价指数的升幅为4.7%，从数字上尚且不足考虑，但是这个数字是中国政府采取了多种调控手段的结果，尤其是中央银行通过大规模的公开市场业务操作使货币回笼；实际上这种控制政策下的价格稳定并不表示价格上涨压力的减轻。
国家发改委与国家统计局侧重分析CPI构成，认为目前的物价上涨主要是结构性上涨，即物价上涨主要由食品价格上涨所推动。国家统计局(2007)⑥发言人认为，近期国内肉禽及其制品、蛋类价格上涨的主要原因主要是粮食价格上涨，其他商品价格上涨并不突出。国家发改委(2007)⑦则进一步指出食品价格上涨的主要原因有三个：国际市场价格的带动、生产成本推动与供求结构失衡。商务部部长助理黄海⑧认为，“此次猪肉价格上涨,最根本的原因是猪肉供不应求。我国生猪以散养为主，由于信息传导不畅，经常发生‘供不应求’和‘供大于求’交替出现的周期性波动。”在这方面，李敬辉、范志勇(2005)⑨将粮食价格波动作为价格指数变动的重要因素纳入分析范围值得重视。
同时也有一些专家对目前的物价上涨表示了担忧。唐震斌(2007)⑩认为虽然本轮物价上涨是由食品价格引发的，但其中包含了经济增长较快、货币投放过多、投资反弹压力较大、城乡居民收入上升、消费增速加快等诸多因素。
二、研究框架
本文在上述研究成果的基础上进一步思考，认为研究CPI的波动应当从货币供给量的变化、固定资产投资的变化、影响粮食价格变动的粮食种植面积的变化的相互联系中，研究它们之间的相互作用，并把这些关系放置在一个开放的环境中。
由于向量自回归模型即VAR模型能较好地处理多变量时间序列的关系，所以本文运用VAR模型，通过引入居民消费价格通胀率或居民消费价格指数作为最主要的内生变量，将货币增长率和固定资产的增长率作为次要内生变量，将粮食种植面积的滞后一期的缩减率和燃料动力通胀率作为外生变量，另外把美国通胀率作为外生变量引入模型中。实证部分的结构安排如下：首先建立VAR模型，在对宏观数据平稳性、协整检验的基础上对VAR模型进行估计，最后通过脉冲响应函数与方差分解分析货币供给增长、固定资产投資增长与CPI三者的短期动态关系。
三、实证研究
(一)模型设定
在模型中选用居民消费价格通胀率作为最主要的内生变量，用pc表示，它在数量上等于居民消费价格指数CPI减去100%。根据货币数量论，通胀率来自货币增长率m，而货币增长率要支撑一定的经济增长率，所以它在一定程度上具有内生性。在模型中，将货币增长率作为内生变量。由于固定资产的增长率i部分决定于利率从而部分决定于货币供给的变化，所以我们将固定资产的增长率也作为内生变量。将来自两方面的供给冲击——粮食种植面积的缩减率S和燃料动力通胀率fe——作为外生变量。但考虑到粮食种植面积的减少对经济的影响是滞后的，所以我们将滞后一期的缩减率作为模型中的一个外生变量。显然应把美国通胀率Pf作为外生变量。由于我们选用的是年度数据，所以在VAR模型中将内生变量的最长滞后期确定为2。由于我们所研究的变量表现为相对数，所以在模型中均不含趋势项。这样得到如下模型：
（二）数据来源
为了对模型（1）进行估计，根据2003年－2006年中国统计年鉴、中华人民共和国统计局网站等资料并经过计算后，得到如表1所示的宏观经济数据。
数据来源：资料来源；第1、3、5列中1990年-2005年的数据取自中华人民共和国国家统计局网站http://www.stats.gov.cn之《中国统计年鉴2003－2006》;第2、4列的数据分别根据《中国统计年鉴2003－2006》中的货币供给量(M1)和粮食种植面积计算而得;第6列数据来自http://www1.jsc.nasa.gov。
（三）单位根检验与协整检验
注：⊿、⊿2分别表示一阶、二阶差分序列；检验类型（c，t，k）分别表示ADF检验模型中是否会有常数项c、时间趋势项t以及滞后结束为k；本表的检验结果根据Eviews3.1计算结果整理。对滞后长度的选择，根据AIC和BIC准则来确定。
对各序列的ADF检验表明，原始序列都为非平稳序列，但二阶差分之后的变量都在1%的水平下显著，趋向于平稳，所以各变量都为I(2)序列，符合协整检验的条件。然后应用Johansen方法对这三个指标之间的协整关系进行检验，我们选择滞后阶数为2，有线性趋势与截距项得出协整检验结果表3所示。协整检验结果表明在5%的显著水平下，除CPI与s和fe不存在长期协整关系外，各变量之间存在长期协整关系(见表3)。
表3Johansen协整检验结果
注：表中计算结果采用Eviews3.1软件计算给出
（四）VAR估计
根据表1中的数据和序列的平稳性检验，用EViews3.1模型（1）进行估计。结果如下见表4：
表4向量自回归估计（VAR）
从表4中可以看出：
第一，消费价格通胀率的滞后一期对自身的正影响由其系数的估计值0.76所表示，而且显著性水平较高，而滞后二期对自身的影响则显著为负。我们可将此实证结果解释为：第一年通胀率上升1个百分点的冲击，会在下一年过度释放，而在第三年开始纠正。
第二，固定资产投资的增长率对通胀率的滞后影响较为显著的，其系数的估计值为0.18，t统计量约为2.87。这说明固定资产投资的增长率每提高1个百分点，大约会使下一年的消费价格通胀率提高0.18个百分点。
第三，货币供给量的增长率对消费价格通胀率的影响较为显著，其系数的估计值为0.32，t统计量约为3.31。这说明固定资产投资的增长率每提高1个百分点，大约会使下一年的消费价格通胀率提高0.32个百分点。
第四，从统计数据上看，粮食种植面积不断下降，这将使人们重视粮食安全问题。但是，粮食种植面积的下降并没有对通胀率造成显著影响。导致该结果的原因可能是粮食复种指数的提高与农业科技的发展，抵消了种植面积的下降所产生的供给冲击。但粮食种植面积的下降对固定资产投资的增长是显著有利的。
第五，来自燃料动力方面的供给冲击可能有少许影响，但其影响是不显著的。这说明，国际石油市场的价格波动，并没有对我国消费品市场造成显著影响。
第六，国外的通胀率的变化对我国消费品价格指数的影响也是不显著的。需要说明的是，我们的模型是建立在小样本基础上的，其系数的估计对样本值的变化是相当敏感的，所以，上述解释也只在一定范围内有意义。然而，VAR模型的主要功能并不是解释回归系数的意义，而是说明一个随机新量的冲击对内生变量的影响及其相对重要性。下面对系统进行脉冲响应函数和方差分解分析。
四、脉冲响应函数与方差分解
脉冲响应函数描述一个标准差大小的冲击对VAR模型中内生变量当期值和未来值的影响。由于VAR模型参数的OLS估计量只具有一致性，单个参数估计值的经济解释是很困难的。要想对一个VAR模型做出分析，通常是观察系统的脉冲响应函数和方差分解。在本文的模型中，我们要分别讨论居民消费价格通胀率、货币增长率与固定资产投资增长率的大小为一个标准差的随机新量对模型中内生变量当期值和未来值的影响。利用EViews3.1软件将脉冲响应函数以图形和表格形式表示如图1。
图1中的第一个方框表示各内生变量对居民消费价格通胀率的一个标准差大小的随机新量的反应。从中可以看出，消费价格通胀率本身对它的反应是：开始时增加，然后下降，下降后再上升。这说明无论是抑制消费价格通胀率的直接冲击，还是刺激它的直接冲击，都不可能长期有效，只能导致它的波动。固定资产投资的增长率对该冲击的反应是：开始增加，然后持续增加，经过三年后增幅开始下降，四年以后增长率才开始下降。这表明居民消费价格指数的一次偶然上升对固定资产投资的利好影响可达四年之久。货币增长率对该冲击的反应是；开始时以较小的幅度增加，然后缓慢增加，到第四年后慢慢下降。这说明该冲击对货币增长率的影响不大。
图1中的第二个方框表示各内生变量对固定资产投资的增长率的一个标准差大小的随机新量的反应。从中可以看出，消费价格通胀率对它的反应是：开始时下降，然后持续下降，直到第三年才开始上升。这说明固定资产投资的一个增长性冲击会在一两年时间内导致消费价格指数的下降，产生这种现象的原因可能是居民购置房产的支出被划入固定资产投资中，而当居民把收入用于房产支出后，将会削减消费支出，从而产生如图1所示的响应。固定资产投资的增长率对自身的一个直接冲击的反应在第一期与第二期的反应都很强烈，到第三年才开始下降。这说明，投资行为往往是蜂拥行为。而货币供给的增长率表现仍很平静。
图1中的第三个方框表示各内生变量对货币供给增长率的一个标准差大小的随机新量的反应。从中可以看出，消费价格通胀率对它的反应是：开始时下降，然后持续下降，但降幅一直较小，而且是越来越小直到第三年才开始上升。这说明货币供给的一个增长性冲击，会在一两年时间内导致消费价格指数的下降，产生这种现象的原因可能是当货币量突然增加时，居民并不敢肯定这是永久性增加还是暂时性增加，所以，在开始阶段，居民可能不敢贸然增加消费支出，反而减少开支的增幅，直到三年以后，才敢增加开支的增幅。固定资产投资的增长率对该冲击的反应在第一期与第二期也都比较强烈，到第三年才开始下降。这再次说明，只要突然出现投资的利好机会，投资行为仍然是一哄而上。而货币供给的增长率对自身的冲击表现得依然很平静。
表5显示了方差分解的结果。
从表5中可以看出：第一，对居民消费价格通胀率的一个标准差大小的随机新量，其标准差从第二年开始主要由固定资产投资的增长率所感应，其所占比例均在69%以上。
第二，对货币供给增长率的一个标准差大小的随机新量，其标准差主要被固定资产投资增长率和居民消费价格通胀率所感应。
第三，对固定资产投资的一个标准差大小的随机新量，其标准差主要也是由固定资产投资增长率所感应，其所占比例在60%以上，其次是居民消费价格通胀率，其比例在3%到30%之间。
第四，货币供给量的增长率在感应随机新量的标准差时所占比例均很小。方差分解的結果与脉冲响应函数的结果相同。
五、结论与政策建议
根据以上分析，可以得到如下主要结论：第一，消费价格指数对本身的冲击是敏感的，其反应方向在第一年与该冲击相同，而在第二年与该冲击相反。但模型中的外生变量如粮食种植面积的减幅、国外通胀率和燃料动力通胀率对消费价格指数的直接冲击并不显著。
第二，消费价格指数对固定投资增长率的滞后一期的反应是显著的，而固定资产增长率对滞后一期的粮食种植面积的减幅又是显著的，在这里出现了一个从粮食种植面积减少到消费价格指数上升的传递机制：第一年粮食种植面积减少，第二年固定资产投资增幅增加，第三年消费价格指数上升。
第三，货币供给量的增长率的变化对消费价格指数的影响并不显著，而它的一个标准差大小的随机新量对固定资产投资增长率有较大的正面影响。这样又出现了一个由货币供给量的增长率的随机新量到消费价格通胀率的传导机制：货币供给量的增长率的一个不能被公众预测的突发性变化（随机性意味着不可准确预测）引发固定资产投资增长率的一个相同方向的强劲变化，从而引发下一年消费价格通胀率的同方向变化。
第四，固定资产投资增长率对消费价格通胀率和货币供给增长率的随机新量的反应都是相当敏感和强劲的。这说明固定资产投资增长率具有不稳定性和跟风性。因此，在投资行为中有非理性因素的存在。
第五，货币供给量的增长率对随机新量表现出超常的平稳。这说明我国货币政策确实是很稳健的。但对美国的通胀率表现出一定的同向性，这可以从表4中美国通胀率前的系数的估计值及t统计量看出。
根据这些结论，我们认为：
第一，当前CPI上涨的压力，有一部分来自于粮食和能源供给冲击后的释放，而更大程度上来自于固定资产投资所带来的冲击。因此，应当充分认识当前CPI上涨的根源，稳定人们的通胀预期，而这又依赖于政策层面上前后的稳健性。
第二，由于存在消费价格指数上升的两种间接传导机制，所以一方面应当加强对土地开发利用的管理，抑制耕地面积下降的势头；另一方面，通过灵活运用隐蔽性较强的货币政策调节货币供给量。更由于货币政策的时滞性，通过用加息来缓解通胀压力时一定要小心从事，切不可冒进。
第三，固定资产投资特别是当前房地产市场过热与粮食种植面积的减少和CPI上涨之间有一定的内在联系，因此，政府应当采取有力措施压房价以减CPI上涨，同时加强对政府投资特别是地方政府投资的管理，建立公正透明的政府投资招标制度，抑制固定资产投资的波动，减少固定资产投资中的非理性因素。
注释：
①周浩,朱启贵.外汇储备快速增加与物价指数变动［J］.财经科学,2006(6)
④⑥⑦⑧⑩新华网http://www.xinhuanet.com/.
②王少平,李子奈.我国货币需求的协整分析及其货币政策建议［J］.经济研究,2004(7)
③刘辉霞.为什么中国经济不是过冷就是过热［J］.经济研究，2004(11)
⑤安佳.当前外汇储备积累过度引致的问题及应对策略［J］.山东社会科学,2005(7)
⑨李敬辉,范志勇.利率调整和通胀预期对大宗商品价格波动的影响——基于中国市场粮价和通货膨胀关系的经验研究［J］.经济研究,2005(6)
(作者简介：周启红，武汉科技学院外经贸学院院长、副教授，研究方向：经济增长与发展 湖北武汉430020)
(责编:贾伟)
注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。
关键词：CPI VAR模型 脉冲响应 实证研究
中图分类号:F014.5 文献标识码:A 文章编号:1004-4914(2008)04-055-04
一、引言
自2003年初，中国经济已逐渐摆脱通货紧缩的束缚，但随之而来的通货膨胀压力却日益增强，其加速上升的势头似乎大大超出了人们的预期。反映通货膨胀的经济指标居民消费价格指数(CPI)，2007年7月份同比上涨5.6%，月环比价格上升0.9%，创造了近十年来最高纪录。与此同时，货币供给量也在高速扩张，2007年6月份的M2比上年同期增长17.06%，M1增长20.92%。经济理论与国内外经验告诉我们，当货币供给量扩张非常快的时候，或迟或早会产生通货膨胀压力。因此，分析这一轮的通胀压力原因就显得很有必要。近年来，中国外汇储备增长迅速，在强制结汇制度下，巨额外汇占款便成为众矢之的。大多数学者将通胀压力归于增长异常的外汇储备。周浩、朱启贵(2006)①运用多变量向量自回归模型的协整分析方法与向量误差修正模型对我国外汇储备与物价指数之间的关系进行了协整检验，结果表明外汇储备与物价指数之间存在着正相关关系，且长期内存在着稳定的均衡关系，外汇储备每增加1%，价格指数上涨0.09%。此外，王少平、李子奈（2004）②通过货币需求的协整分析得出了货币政策的重点应为防范通胀。为了缓解通胀压力，建议采用加息政策进行调控，而事实上央行也真照此调整了银行间同业拆借的基准利率和存款贷款基准利率。甚至有些学者提出还要提高加息幅度。但也有学者提出了不同的看法，如，刘霞辉（2004）③则认为频繁的货币供给量波动会引起经济的大起大落，其隐含的意义就是，货币政策不是对付经济波动（比如通胀）的良方，相反是引起波动的原因。吴晓灵(2007)④在第三届中国金融年会论坛上指出：“构成物价上涨压力的因素包括当前投资、信贷回落的基础还不稳固,国际收支不平衡等因素。”安佳(2005)⑤认为，2004年我国物价指数的升幅为4.7%，从数字上尚且不足考虑，但是这个数字是中国政府采取了多种调控手段的结果，尤其是中央银行通过大规模的公开市场业务操作使货币回笼；实际上这种控制政策下的价格稳定并不表示价格上涨压力的减轻。
国家发改委与国家统计局侧重分析CPI构成，认为目前的物价上涨主要是结构性上涨，即物价上涨主要由食品价格上涨所推动。国家统计局(2007)⑥发言人认为，近期国内肉禽及其制品、蛋类价格上涨的主要原因主要是粮食价格上涨，其他商品价格上涨并不突出。国家发改委(2007)⑦则进一步指出食品价格上涨的主要原因有三个：国际市场价格的带动、生产成本推动与供求结构失衡。商务部部长助理黄海⑧认为，“此次猪肉价格上涨,最根本的原因是猪肉供不应求。我国生猪以散养为主，由于信息传导不畅，经常发生‘供不应求’和‘供大于求’交替出现的周期性波动。”在这方面，李敬辉、范志勇(2005)⑨将粮食价格波动作为价格指数变动的重要因素纳入分析范围值得重视。
同时也有一些专家对目前的物价上涨表示了担忧。唐震斌(2007)⑩认为虽然本轮物价上涨是由食品价格引发的，但其中包含了经济增长较快、货币投放过多、投资反弹压力较大、城乡居民收入上升、消费增速加快等诸多因素。
二、研究框架
本文在上述研究成果的基础上进一步思考，认为研究CPI的波动应当从货币供给量的变化、固定资产投资的变化、影响粮食价格变动的粮食种植面积的变化的相互联系中，研究它们之间的相互作用，并把这些关系放置在一个开放的环境中。
由于向量自回归模型即VAR模型能较好地处理多变量时间序列的关系，所以本文运用VAR模型，通过引入居民消费价格通胀率或居民消费价格指数作为最主要的内生变量，将货币增长率和固定资产的增长率作为次要内生变量，将粮食种植面积的滞后一期的缩减率和燃料动力通胀率作为外生变量，另外把美国通胀率作为外生变量引入模型中。实证部分的结构安排如下：首先建立VAR模型，在对宏观数据平稳性、协整检验的基础上对VAR模型进行估计，最后通过脉冲响应函数与方差分解分析货币供给增长、固定资产投資增长与CPI三者的短期动态关系。
三、实证研究
(一)模型设定
在模型中选用居民消费价格通胀率作为最主要的内生变量，用pc表示，它在数量上等于居民消费价格指数CPI减去100%。根据货币数量论，通胀率来自货币增长率m，而货币增长率要支撑一定的经济增长率，所以它在一定程度上具有内生性。在模型中，将货币增长率作为内生变量。由于固定资产的增长率i部分决定于利率从而部分决定于货币供给的变化，所以我们将固定资产的增长率也作为内生变量。将来自两方面的供给冲击——粮食种植面积的缩减率S和燃料动力通胀率fe——作为外生变量。但考虑到粮食种植面积的减少对经济的影响是滞后的，所以我们将滞后一期的缩减率作为模型中的一个外生变量。显然应把美国通胀率Pf作为外生变量。由于我们选用的是年度数据，所以在VAR模型中将内生变量的最长滞后期确定为2。由于我们所研究的变量表现为相对数，所以在模型中均不含趋势项。这样得到如下模型：
（二）数据来源
为了对模型（1）进行估计，根据2003年－2006年中国统计年鉴、中华人民共和国统计局网站等资料并经过计算后，得到如表1所示的宏观经济数据。
数据来源：资料来源；第1、3、5列中1990年-2005年的数据取自中华人民共和国国家统计局网站http://www.stats.gov.cn之《中国统计年鉴2003－2006》;第2、4列的数据分别根据《中国统计年鉴2003－2006》中的货币供给量(M1)和粮食种植面积计算而得;第6列数据来自http://www1.jsc.nasa.gov。
（三）单位根检验与协整检验
注：⊿、⊿2分别表示一阶、二阶差分序列；检验类型（c，t，k）分别表示ADF检验模型中是否会有常数项c、时间趋势项t以及滞后结束为k；本表的检验结果根据Eviews3.1计算结果整理。对滞后长度的选择，根据AIC和BIC准则来确定。
对各序列的ADF检验表明，原始序列都为非平稳序列，但二阶差分之后的变量都在1%的水平下显著，趋向于平稳，所以各变量都为I(2)序列，符合协整检验的条件。然后应用Johansen方法对这三个指标之间的协整关系进行检验，我们选择滞后阶数为2，有线性趋势与截距项得出协整检验结果表3所示。协整检验结果表明在5%的显著水平下，除CPI与s和fe不存在长期协整关系外，各变量之间存在长期协整关系(见表3)。
表3Johansen协整检验结果
注：表中计算结果采用Eviews3.1软件计算给出
（四）VAR估计
根据表1中的数据和序列的平稳性检验，用EViews3.1模型（1）进行估计。结果如下见表4：
表4向量自回归估计（VAR）
从表4中可以看出：
第一，消费价格通胀率的滞后一期对自身的正影响由其系数的估计值0.76所表示，而且显著性水平较高，而滞后二期对自身的影响则显著为负。我们可将此实证结果解释为：第一年通胀率上升1个百分点的冲击，会在下一年过度释放，而在第三年开始纠正。
第二，固定资产投资的增长率对通胀率的滞后影响较为显著的，其系数的估计值为0.18，t统计量约为2.87。这说明固定资产投资的增长率每提高1个百分点，大约会使下一年的消费价格通胀率提高0.18个百分点。
第三，货币供给量的增长率对消费价格通胀率的影响较为显著，其系数的估计值为0.32，t统计量约为3.31。这说明固定资产投资的增长率每提高1个百分点，大约会使下一年的消费价格通胀率提高0.32个百分点。
第四，从统计数据上看，粮食种植面积不断下降，这将使人们重视粮食安全问题。但是，粮食种植面积的下降并没有对通胀率造成显著影响。导致该结果的原因可能是粮食复种指数的提高与农业科技的发展，抵消了种植面积的下降所产生的供给冲击。但粮食种植面积的下降对固定资产投资的增长是显著有利的。
第五，来自燃料动力方面的供给冲击可能有少许影响，但其影响是不显著的。这说明，国际石油市场的价格波动，并没有对我国消费品市场造成显著影响。
第六，国外的通胀率的变化对我国消费品价格指数的影响也是不显著的。需要说明的是，我们的模型是建立在小样本基础上的，其系数的估计对样本值的变化是相当敏感的，所以，上述解释也只在一定范围内有意义。然而，VAR模型的主要功能并不是解释回归系数的意义，而是说明一个随机新量的冲击对内生变量的影响及其相对重要性。下面对系统进行脉冲响应函数和方差分解分析。
四、脉冲响应函数与方差分解
脉冲响应函数描述一个标准差大小的冲击对VAR模型中内生变量当期值和未来值的影响。由于VAR模型参数的OLS估计量只具有一致性，单个参数估计值的经济解释是很困难的。要想对一个VAR模型做出分析，通常是观察系统的脉冲响应函数和方差分解。在本文的模型中，我们要分别讨论居民消费价格通胀率、货币增长率与固定资产投资增长率的大小为一个标准差的随机新量对模型中内生变量当期值和未来值的影响。利用EViews3.1软件将脉冲响应函数以图形和表格形式表示如图1。
图1中的第一个方框表示各内生变量对居民消费价格通胀率的一个标准差大小的随机新量的反应。从中可以看出，消费价格通胀率本身对它的反应是：开始时增加，然后下降，下降后再上升。这说明无论是抑制消费价格通胀率的直接冲击，还是刺激它的直接冲击，都不可能长期有效，只能导致它的波动。固定资产投资的增长率对该冲击的反应是：开始增加，然后持续增加，经过三年后增幅开始下降，四年以后增长率才开始下降。这表明居民消费价格指数的一次偶然上升对固定资产投资的利好影响可达四年之久。货币增长率对该冲击的反应是；开始时以较小的幅度增加，然后缓慢增加，到第四年后慢慢下降。这说明该冲击对货币增长率的影响不大。
图1中的第二个方框表示各内生变量对固定资产投资的增长率的一个标准差大小的随机新量的反应。从中可以看出，消费价格通胀率对它的反应是：开始时下降，然后持续下降，直到第三年才开始上升。这说明固定资产投资的一个增长性冲击会在一两年时间内导致消费价格指数的下降，产生这种现象的原因可能是居民购置房产的支出被划入固定资产投资中，而当居民把收入用于房产支出后，将会削减消费支出，从而产生如图1所示的响应。固定资产投资的增长率对自身的一个直接冲击的反应在第一期与第二期的反应都很强烈，到第三年才开始下降。这说明，投资行为往往是蜂拥行为。而货币供给的增长率表现仍很平静。
图1中的第三个方框表示各内生变量对货币供给增长率的一个标准差大小的随机新量的反应。从中可以看出，消费价格通胀率对它的反应是：开始时下降，然后持续下降，但降幅一直较小，而且是越来越小直到第三年才开始上升。这说明货币供给的一个增长性冲击，会在一两年时间内导致消费价格指数的下降，产生这种现象的原因可能是当货币量突然增加时，居民并不敢肯定这是永久性增加还是暂时性增加，所以，在开始阶段，居民可能不敢贸然增加消费支出，反而减少开支的增幅，直到三年以后，才敢增加开支的增幅。固定资产投资的增长率对该冲击的反应在第一期与第二期也都比较强烈，到第三年才开始下降。这再次说明，只要突然出现投资的利好机会，投资行为仍然是一哄而上。而货币供给的增长率对自身的冲击表现得依然很平静。
表5显示了方差分解的结果。
从表5中可以看出：第一，对居民消费价格通胀率的一个标准差大小的随机新量，其标准差从第二年开始主要由固定资产投资的增长率所感应，其所占比例均在69%以上。
第二，对货币供给增长率的一个标准差大小的随机新量，其标准差主要被固定资产投资增长率和居民消费价格通胀率所感应。
第三，对固定资产投资的一个标准差大小的随机新量，其标准差主要也是由固定资产投资增长率所感应，其所占比例在60%以上，其次是居民消费价格通胀率，其比例在3%到30%之间。
第四，货币供给量的增长率在感应随机新量的标准差时所占比例均很小。方差分解的結果与脉冲响应函数的结果相同。
五、结论与政策建议
根据以上分析，可以得到如下主要结论：第一，消费价格指数对本身的冲击是敏感的，其反应方向在第一年与该冲击相同，而在第二年与该冲击相反。但模型中的外生变量如粮食种植面积的减幅、国外通胀率和燃料动力通胀率对消费价格指数的直接冲击并不显著。
第二，消费价格指数对固定投资增长率的滞后一期的反应是显著的，而固定资产增长率对滞后一期的粮食种植面积的减幅又是显著的，在这里出现了一个从粮食种植面积减少到消费价格指数上升的传递机制：第一年粮食种植面积减少，第二年固定资产投资增幅增加，第三年消费价格指数上升。
第三，货币供给量的增长率的变化对消费价格指数的影响并不显著，而它的一个标准差大小的随机新量对固定资产投资增长率有较大的正面影响。这样又出现了一个由货币供给量的增长率的随机新量到消费价格通胀率的传导机制：货币供给量的增长率的一个不能被公众预测的突发性变化（随机性意味着不可准确预测）引发固定资产投资增长率的一个相同方向的强劲变化，从而引发下一年消费价格通胀率的同方向变化。
第四，固定资产投资增长率对消费价格通胀率和货币供给增长率的随机新量的反应都是相当敏感和强劲的。这说明固定资产投资增长率具有不稳定性和跟风性。因此，在投资行为中有非理性因素的存在。
第五，货币供给量的增长率对随机新量表现出超常的平稳。这说明我国货币政策确实是很稳健的。但对美国的通胀率表现出一定的同向性，这可以从表4中美国通胀率前的系数的估计值及t统计量看出。
根据这些结论，我们认为：
第一，当前CPI上涨的压力，有一部分来自于粮食和能源供给冲击后的释放，而更大程度上来自于固定资产投资所带来的冲击。因此，应当充分认识当前CPI上涨的根源，稳定人们的通胀预期，而这又依赖于政策层面上前后的稳健性。
第二，由于存在消费价格指数上升的两种间接传导机制，所以一方面应当加强对土地开发利用的管理，抑制耕地面积下降的势头；另一方面，通过灵活运用隐蔽性较强的货币政策调节货币供给量。更由于货币政策的时滞性，通过用加息来缓解通胀压力时一定要小心从事，切不可冒进。
第三，固定资产投资特别是当前房地产市场过热与粮食种植面积的减少和CPI上涨之间有一定的内在联系，因此，政府应当采取有力措施压房价以减CPI上涨，同时加强对政府投资特别是地方政府投资的管理，建立公正透明的政府投资招标制度，抑制固定资产投资的波动，减少固定资产投资中的非理性因素。
注释：
①周浩,朱启贵.外汇储备快速增加与物价指数变动［J］.财经科学,2006(6)
④⑥⑦⑧⑩新华网http://www.xinhuanet.com/.
②王少平,李子奈.我国货币需求的协整分析及其货币政策建议［J］.经济研究,2004(7)
③刘辉霞.为什么中国经济不是过冷就是过热［J］.经济研究，2004(11)
⑤安佳.当前外汇储备积累过度引致的问题及应对策略［J］.山东社会科学,2005(7)
⑨李敬辉,范志勇.利率调整和通胀预期对大宗商品价格波动的影响——基于中国市场粮价和通货膨胀关系的经验研究［J］.经济研究,2005(6)
(作者简介：周启红，武汉科技学院外经贸学院院长、副教授，研究方向：经济增长与发展 湖北武汉430020)
(责编:贾伟)
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