通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究

通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究（通用8篇）

篇1：通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究

通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究

摘 要：本文基于1986年至2011年的年度数据， 利用 Eviews 6.0建立向量自回归(VAR) 模型，在此基础上进行Johansen协整检验，利用脉冲响应函数与方差分解考察和分析通货膨胀与其各影响因素间的长期均衡与短期动态关系。 关键词：通货膨胀;实证分析;宏观经济 一、实证分 析 (一) 变量说明与数据选择 1.变量说明。 本文练合考虑引起通胀的货币因素、成本因素、需求因素和外部输入因素，考虑到数据的可获得性和数据口径的一致性，从各因素中分别选取以下代表指标进行实 证分析。( 1 ) 广义货币M2 。M2能够反映货币的总体变化情况，因此用其作为货币的代表性指标，并用其发展速度衡量货币的发展。( 2 ) 工业品出厂价格指数PPI。工业品出厂价格处于产业链前端，对成本增长具有传递作用，因此用 PPI的变化反映成本变动。( 3 ) 新增固定资产投资额FAI。考虑到投资拉动的通胀，本文以FAI作为需求代表指标，用其发展速度代表需求的增长。( 4 ) 国际原油价格 OIL 。由于国际原油价格上涨，引发我国进口成本增加，进而引发国内原油和其他能源价格的增长，造成国内物价指数的变化，因此用OIL代表外部输入因素的变动。本文选取迪拜原油价格指数作为国际原油价格的代表， 居民消费物价指数(CPI)作为通货膨胀的代表。 2.数据选择与处理。 考虑到数据的可比性，本文所有指标数据均是以1986年各月为基期的发展速度。本文的CPI、PPI、FAI和M2的原始数据均来自中国统计年鉴， OIL原始数据来自国泰安数据库。为使模型的设定更合理并减少或消除潜在的异方差问题，对以上序列分别取自然对数。 (二) 实证分析 1.ADF单位根检验。由于上述变量的数据均为时间序列数据，为防止由于时间序列数据的非平稳性而导致的伪同归现象，应首先对各单变量进行ADF平稳性检验。分别对LnCPI、lnPPI、LnFAI、LnM2和LnOIL进行ADF单位根检验，滞后阶数南滞后 l 0阶内的SIC准则确认。在5%的显著性水平下lnPPI和LnOIL不能拒绝存在单位根的原假设，它们是非平稳的时间序列，但是各变量的一阶差分序列是平稳的，所以LnCPI、lnPPI、LnFAI、LnM2和LnOIL均是I(1)过程，所以应采用协整方法研究。 式(1)表明，LnCPI和lnPPI、LnFAI、LnM2 、LnOIL存在长期均衡关系。从协整方程来看，各因素的增加均对通胀产生正影响，与经济意义一致。其中工业品出厂价格指数对通胀的影响最大，PPI每增加一个单位，引起 CPI半均增加0.4569个单位;OIL、M2和FAI对通胀有不同程度的影响，每增加一个单位，分别引起CPI半均增加0.0743 、0.064和0.5727个单位。由此可知，从长期来看，成本因素对通胀的解释能力最大，是导致通胀的主要因素，其次是外部输入因素，货币发行量和投资需求对通胀的影响程度不大。 回归结果中各变量的系数均显著，模型的拟合优度为0.3861，拟合效果较好。系数通过显著性检验，表明CPI在短期具有向长期均衡水平调整的动态调节机制。模型中 ECMt-1为误差修正项，表示t-1时CPI对均衡水平的偏离，其系数为负，符合误差修正的反馈机制; 系数通过显著性检验，表明C P I在短期具有向长期均衡水平调整的动态调节机制。 4.通货膨胀影响因素随机波动的动态过程分析。 ( 1 ) 脉冲响应(IFR) 。为反映各变量受到冲击时对通货膨胀的影响，本文建立了脉冲响应函数，分析PPI、FAI、M2和OIL分别产生一个标准差大小的新息冲击对CPI当期值和未来值的影响。CPI对自身冲击产生正响应;给OIL一个标准差冲击时，对CPI的影响在第2期后为负，并且逐渐增大。给FAI一个标准差冲击，对CPI产生负影响，这可能是由于固定资产从投资到收益存在滞后的原因。当对 M2一个新息冲击时，对CPI产生正影响，且越来越大。( 2 ) 方差分解。为进一步考察各影响因素对通货膨胀影响程度的贡献率 ， 本文运用方差分解法分析工业品出厂价格指数、新增固定资产投资额、货币供应量和国际石油价格对通货膨胀冲击的大小。 通货膨胀率在滞后10阶之内受自身的影响最大，虽然影响随着滞后阶数的增长而逐渐减少，但在滞后 1 0阶时通货膨胀本身的影响仍占99.68%，说明通货膨胀具有持久性。工业品出厂价格指数其对通胀短期波动的解释程度在5%左右，除通胀自身的`影响因素外，其对通胀的解释能力最大，因此成本因素是导致我国通胀短期波动的主要因素。国外石油价格对通胀的贡献率在滞后8期时达到 2.9%以上，对通胀的短期波动也有一定程度的影响。新增固定资产和货币发行量对通货膨胀的影响较小。 二、结论与建议 本文根据1986年至2011年的年度数据， 利用Eviews 6.0建立向量自回归模型，分析货币因素、需求因素、成本因素和输入性因素与通货膨胀之间的关系，并利用脉冲响应函数和方差分析法分析了各影响因素对通货膨胀的影响程度，从中找出引发通货膨胀的主要因素。实证结果及建议如下。 1.成本因素和外部输入因素的共同作用， 导致了此轮的通货膨胀。通过对通货膨胀短期波动过程的分析，发现外部因素和成本因素均对通胀的冲击较大，其中成本因素更大。从协整方程来看，对通货膨胀解释程度最大的前两种因素为工业品出厂价格指数和国际石油价格 ，但PPI变化一单位引起CPI 的变化幅度大于 OIL引起的变化。 2.未来通胀水平大幅下降的可能性不大。成本因素和外部输入因素是引起此轮通胀的主要原因， 现阶段居高不下的原材料和能源等初级产品价格以及国外的通胀压力表明，未来的通胀水平并没有大幅下降的空间。 3.为控制成本上涨引发的通胀，政府需充分发挥宏观调控功能，适度实行价格监管， 控制原材料及初级产品的价格，如对农产品实行价格补贴政策 、加大居民的收入转移力度以及控制土地成本等。同时调整优化能源结构，降低我国对外部资源的依赖程度，增强我国抵抗外部冲击的能力。

篇2：通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究

关键词：通胀预期，利弊，通胀预期管理

通胀预期是指人们已经估计到通货膨胀要来，预先打算做好准备要避免通胀给自己造成损害，然而防范通胀的措施本身就会造成资产价格的上升，即对通胀的预期本身就会加快通胀的到来。免费论文参考网。

年二季度以来，经济界有人对通货膨胀的预期越来越强，给现实经济生活带来一些负面影响。笔者认为，对能否出现通货膨胀这个预期要给予更多的理性思考，既不可麻痹大意，也不可跟风爆炒，要用辩证的思维和理性的心态来分析通货膨胀的预期问题，并对通胀预期加强管理，从而实现经济的稳定增长。

1.可能诱发通货膨胀预期的三个因素

2009年二季度以来，由于房价的暴涨，由于资源性产品的不断涨价，由于股市楼市的大幅度上扬，许多专家和民众预感到20要出现通货膨胀预期的局面。现在已经出现了通货膨胀的苗头，年能否出现通货膨胀预期的风险，我们可以从以下三个层面予以分析：

1.1刺激经济复苏中投资过旺，银行大量放贷，刺激了物价上涨。为了应对金融危机，促进中国经济复苏，2008年中央财政拿出4万亿元的投资，各地方政府拿出18万亿元与之相配套，加大投入，拉动消费，以项目求发展，应该说目前经济企稳回升，主要是中央和地方两级政府采取积极的财政政策，扩大投资，刺激增长带来的正面效应，应该说对全年GDP增长“保八”功不可没。

但是事物总是利弊兼备，22万亿巨资投到下面以后，由于结构性调整没有到位，体制性障碍尚存，所以产生了不少重复建设和产能过剩问题。银行1至10月份放贷总量达到8.6万亿元，到年末可以提高到10万亿元以上，这是建国以来发贷量最高的`年份。免费论文参考网。银行的大量资金投入市场，刺激了经济，也加大了市场上的货币投入。从前三季度看，目前的货币政策甚至过于宽松。2009年9月末，M2余额同比增长29.31%，增幅比上年末高11.49个百分点，M1同比增长29.51%，增幅比上年末高20.45个百分点;M0余额为3.68万亿元，同比增长15.96%。这都是货币投放量过高，资金流动性过剩的一种表现。

1.2当前由于国内外对人民币升值的通货膨胀预期较高，国际上的过剩资金和流动资本纷纷看好人民币升值这个投资增值的通货膨胀预期，大量涌入中国市场。据不完全统计，2009年前三季度热钱涌入规模达到2190亿美元，折合人民币相当于1.5万亿元左右。这样大规模的热钱涌入中国市场，加重了中国货币的流动性过剩，这些热钱在中国首选进入房市和股市，催生了中国“两市”的大幅度上扬，也积累了两市的泡沫风险。这也是通货膨胀预期的又一个诱因。

1.3从2009年下半年开始，我国的资源性产品进入了新一轮的涨价期。例如成品油价上涨每吨提高了480元。水价上涨哈尔滨每吨提高了0.6元，价格涨到2.4元/吨，北京每吨水提高了0.9元，现在全国各个省区、各大城市水价纷纷上扬。天然气、煤气价格也出现了大幅度上扬。最近非居民用电每度提高了2.8分，居民用电提出了阶梯型涨价的办法。煤水电气这四大资源性产品，均属于国计民生的必须品，也属于上游产业的产品。随着近几年经济的发展和人民生活水平的提高，从社会生产到人民生活对四种资源性产品的依赖型越来越强。资源性产品涨价推动中游、下游产品涨价，这样就必然加大企业的生产成本和民众的生活成本。所以资源性产品涨价容易催生新一轮的通货膨胀，群众对此多有议论，压力很大。

2.对通货膨胀预期的利弊分析

通货膨胀预期特别是低通货膨胀，对于中国人口众多、生产力水平低这样的基本国情来看，有适度的低通胀是必要的，也是有益处的。

2.1通货膨胀预期正面效应：适度的通胀预期可以促进经济增长，通过拉动物价激活消费和投资，对经济的企稳回升起到了固本强基的作用。适度的通货膨胀还可以减少企业的库存，盘活企业的流动资金，激活市场销售，提升企业的经济效益。适度的通货膨胀可以使资源型产业增收，农产品涨价会使农民增收，对经济发展和民生的稳定也是有益的。

2.2通货膨胀预期的弊端

一是通货膨胀之后，特别是上游产品的涨价，导致中下游企业成本增高，利润变薄，收益减少，由于企业经营状况不好，也带来了税基萎缩，使财政收入增加了困难。二是通货膨胀之后，增加了民众的生活成本，比如煤水电气这些民众生活必备品的涨价过多，使家庭的生活成本突增，从而影响民众的消费水平和生活质量。免费论文参考网。三是通货膨胀容易催生泡沫经济，加大风险，使民众产生恐慌心理，影响社会稳定。特别是楼市、股市的价格飞扬，热钱的涌入，容易制造虚假繁荣，酿就泡沫经济，引发新一轮的经济和金融危机。

3.加强通货膨胀预期管理的必要性

由于通货膨胀与经济周期存在密切联系，因此，通货膨胀预期也就成为与经济复苏相伴随的一种现象，而通货膨胀预期也是引发实际通货膨胀的一个重要因素。如果人们普遍存在通货膨胀预期，消费者就愿意用较高的价格购买产品和服务，因为他们担心价格还会继续上涨;劳动者则要求给他们增加工资，因为通货膨胀会导致他们实际收入的减少;厂商当然也会充分利用这一点，以较高的价格出售产品，并且不会拒绝工人提高工资的要求，因为这样做并不会减少他们的利润。在这种情况下，尽管潜在产出不会发生变化，但实际物价水平则会上升。通货膨胀预期会引发物价水平上升的实质，是通货膨胀预期刺激了社会总需求，而总需求的膨胀必然导致物价水平的上升。如果实际物价水平由于通货膨胀预期而上升，反过来又会进一步增强人们的通货膨胀预期，由此就会形成一个正反馈循环，导致通货膨胀预期的自我强化和自我实现。

如果通货膨胀是在实体经济没有明显增长的情况下，由于通货膨胀预期或者由于错误的货币政策造成流动性过剩而引发的，就会导致经济出现“滞涨”。显然，管理好通货膨胀预期，也是避免通货膨胀的重要内容。

4.对策建议

根据以上分析，我认为管理好通货膨胀预期的关键是，及时转换经济政策和掌握好政策的力度，避免经济出现过热。除此之外，适时转换宏观调控的目标，表明政府控制通货膨胀的决心，增强经济政策的透明度，引导公众对经济政策和通货膨胀形势作出合理判断，就可以阻断通货膨胀预期自我强化和自我实现的机制，从而避免由通货膨胀预期引发的实际通货膨胀。

在当前的宏观调控中，我国既不应过分强调货币供应量目标，也不应过分追求低通胀率目标，而应当追求“组合式目标”。只有这样，中小企业、劳动密集型企业才有可能真正发展起来，这也是调节收入分配结构，加快城镇化进程的有效办法，是扩大内需的重要措施。

参考文献

[1]周新普.治理当前通货膨胀的思考.上海城市治理学院,2008.

[2]唐毅亭，白静.目前通货膨胀的性质、特点和趋势分析.宏观经济研究，2007.9.

[3]王文宁.现代通货膨胀的定义.货币理论研究,.

[4]朝洛蒙.中共阿拉善盟党校.分析物价上涨与民生前沿,2008. 12.

篇3：通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究

通货膨胀是衡量一国宏观经济运行是否稳定和健康的重要指标, 长期以来, 通货膨胀及其所引起的社会成本问题引起了人们的广泛关注, 因为剧烈的通货膨胀会给宏观经济造成极大冲击, 进而影响经济增长率。对通货膨胀及其影响因素, 国内外学者进行了大量的研究, 其中不乏从汇率传导效应角度出发的分析。根据传统金融理论, 在开放经济的前提下, 本币的贬值会造成国内物价的上涨, 本币升值会引起国内物价水平的下跌。然而该结论在理论和实际上并没有得到广泛的支持。Krugman (1986) 认为, 汇率变动对国内物价的传递效应是不完全的, 其原因在于贸易品价格弹性不大, 这是外国厂商为了保住市场份额造成的, 而Obstfeld (2000) 则认为汇率的传递效应非常明显。实证上, Mc Carthy (2000) 以OECD的6个工业化国家为样本, 运用VAR模型对汇率的传递效应进行了分析, 得到汇率变动对国内物价的传递效应同经济体的开放度有一定的联系的结论。国内方面的研究大致集中在两种结论上, 一种认为通货膨胀的根本原因是人民币汇率的低估 (梁红, 2007) , 一方面汇率的低估导致出口偏大从而导致顺差, 另一方面导致FDI的增加, 外资进入中国变成人民币, 从而最终造成了通胀的产生。另一种则认为人民币汇率升值对通胀有一定抑制作用, 但效果不显著 (曾令美、周庆武, 2008) 。

本文将根据以往的研究的基础上, 利用亚洲国家的面板数据研究通货膨胀和汇率、货币供应量、国际能源价格和非能源价格等多种因素的关系。

二、亚洲面板数据的实证检验

首先用亚洲十国 (中国、印度、印度尼西亚、韩国、日本、马来西亚、新加坡、泰国、越南以及菲律宾) 的面板数据进行实证检验。模型包括七个变量:消费价格指数即CPI (数据来源:国际清算银行BIS公布的世界主要国家CPI指数) 、名义汇率 (数据来源:Pwt6.3) 、广义货币余额 (数据来源:世界银行数据库) 、工业产出和短期平均利率 (数据来源:世界银行数据库) 、能源价格 (数据来源:IMF商品价格) 、非能源价格 (数据来源:IMF商品价格) 。采用1986—2010年间的年度数据来进行分析。所有指数数据以2005年为基期, 除了短期平均利率外, 所有变量都转化为自然对数, 计量模型设定为如下形式:

其中, i表示第i个经济体, t表示第t年, c和B表示待估计的参数, ui, t表示残差项, lncpi表示cpi指数的自然对数, lnex表示名义汇率指数的自然对数, lnoil表示能源价格指数的自然对数, lnnoil表示非能源价格指数的自然对数, lnin表示工业产出指数的自然对数, lnm2表示广义货币M2指数的自然对数, rate表示短期平均利率。

实证检验结果如下页表1所示, 模型 (1) 到 (7) 中lnex的系数符号均显著为正, 而且在所有变量中系数是最大的, 这表明在这些因素里面汇率对通胀的影响是最大的。值得注意的是, 七个模型中 (2) 和 (7) 里lnex的系数明显小于其他模型的系数, 而这两个模型中均含有lnm2变量。这说明在lnex和lnm2之间可能存在着多重共线性。为了验证多重共线性的存在, 对各国lnex和lnm2做相关分析, 结果发现亚洲国家的lnex和lnm2是密切相关的, 除了日本和新加坡的两个变量是负相关之外, 其他国家的都是正相关而且都在0.75以上。如此高的相关性其实很好解释, 在亚洲金融风暴以前, 大多数亚洲国家采取的是固定汇率制度, 而其经济又是以出口为导向, 积累的外汇储备必须依靠发行本国货币来进行对冲, 货币的贬值 (lnex上升) 必然会加大货币的发行量。

注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平下显著, 括号内数字为标准误差。为了消除多重共线性的影响, 去除变量lnm2, 结果在模

型 (8) 里显示, 从中可以发现除了lnoil的系数不显著, 其他系数均显著, lnex的系数变为0.796, 也就是说汇率每贬值1%则cpi指数将会上升0.796%。相对于其他变量系数而言, 汇率对cpi指数的影响仍然是最大的。与汇率相比, 利率的系虽然显著, 但在显著的系数中是最小的, 货币政策对cpi的影响甚微, 这无疑为蒙代尔的“不可能三角定理”提供了证据, 即只能在固定汇率、资本完全流动和独立货币政策三个目标中实现两个。总体来说, 模型的结果说明在长期来看, 亚洲国家中汇率和通货膨胀率是紧密相关的, 升值导致通货膨胀率下降, 贬值则导致通货膨胀率上升。

再来看看中国的情况。这里我们对中国2005年6月至2010年6月的月度数据进行协整分析。考虑数据的可获得性, 数据同面板数据有些差别, 广义货币余额M2采用中国人民银行数据;工业产出和短期利率采用锐思数据库的数据, 其他数据来源不变。经ADF法检验, 发现在0.05的显著性水平下, 七个变量都是非平稳的, 而其一阶差分变量均为平稳的。由此可知这七个变量均为一阶单整序列I (1) , 满足协整分析的条件。

鉴于本文涉及的变量为7个, 为了克服多变量条件下Engle—Granger两步法参数估计的不足, 本文采用Johansen方法进行协整检验。依据SC随机量最小化原则确定最佳滞后阶数为5阶, 对七个一阶单整进行协整检验, 根据最大特征值得到7个变量之间至多存在两个协整关系。选取合适的协整关系, 得到长期均衡方程:

其中, 方括号内数值为t统计量。

(2) 式表明:人民币兑美元名义汇率同通胀之间存在长期的正向关系, 这同面板数据模型的结论是一致的;国际油价同通胀之间的关系并不显著, 有三种可能原因:一是2005年人民币实行汇改, 不再单一同美元挂钩, 自2005年起人民币的逐步升值在一定程度上抵销了部分因以美元计价的石油涨价的输入性通胀效应;二是中国能源消费结构是以煤炭和天然气为主, 石油消费存在一定的替代效应;三是在成品油价格机制实行之前, 中国的油价是处于价格管制之下的, 三种原因综合起来使得石油价格和通胀之间的长期关系为负向且不显著。非能源价格和通胀之间存在长期正向关系, 其原因是中国对粮食和铁矿石等大宗商品的进口需求不断扩大, 以粮食为例, 中国自2003年成为“粮食净进口国”后, 粮食进口额度不断上升, 致使中国食品价格受国际粮价的影响逐渐加深, 而在中国食品占cpi比重要占34%。工业产出同通胀在长期上存在显著的正向关系, 这是因为中国经济的二元结构特征, 农村经济相对于工业经济脆弱, 工业的高速增长同农业的低速增长形成了尖锐矛盾, 其结果就是农产品价格的上涨而引发结构性通货膨胀 (刘华、王仁祥, 2007) , 本文则认为还要一个很重要的原因是, 中国的工业增长在很大程度上依附于效率低下的政府部门主导的投资, 而这类投资严重的挤占了富有效率的民间投资, 从而间接抬高了了民间企业的生产成本, 导致物价上升。广义货币余额M2同通胀为负向关系的结论同中国其他学者的研究结论相同, 关于这种负向关系, 易纲 (1995) 认为中国经济货币化程度的提高使得大量的货币增量为经济消耗造成的;李健 (2007) 则将这种负向关系归因于中国存在“货币之谜”, 认为货币的交易职能在逐年下降, 而执行资产职能却在上升。利率和通胀关系虽然显著为正, 但其影响却小于其他因素, 这是可以利用蒙代尔的“不可能三角定理”来解释的。

根据Grange表示定理, 任何一个协整关系都可以由对应的误差修正模型 (VECM) 表示出来, 见 (3) 式:

△lncpit=-0.131△lncpit-1+0.119△lncpit-2+0.310△lncpit-3-0.179△lncpit-4-0.088△lncpit-5+0.130△lnext-1+0.124△lnext-2+0.001△lnext-3-0.001△lnext-4-0.138△lnext-5+0.006△lnint-1+0.008△lnint-2-0.143△lnint-3-0.134△lnint-4+0.035△lnint-5-0.002△lnm2t-1-0.099△lnm2t-2+0.038△lnm2t-3-0.024△lnm2t-4+0.120△lnm2t-5+0.031△lnoilt-1+0.015△lnoilt-2-0.004△lnoilt-3+0.009△lnoilt-4+0.005△lnoilt-5+0.030△lnnoilt-1+0.026△lnnoilt-2-0.050△lnnoilt-3+0.030△lnnoilt-4-0.047△lnnoilt-5+0.001△lnratet-1+0.004△lnratet-2+0.006△lnratet-3+0.004△lnratet-4+0.018△lnratet-5-

其中, 误差修正项ECM由协整方程 (2) 构成。从估计结果可以看出, 中国的通货膨胀与汇率、工业产出、货币供应量、国际石油价格、国际非能源商品价格和利率具有长期的均衡关系。当短期动态变动偏离长期均衡关系时, 以-0.023的速度向均衡关系调整。这说明中国的通货膨胀有较强的惯性, 而汇率则同通货膨胀有正向关系, 其他因素的影响则较弱。

三、结论

本文通过对多国的年度面板数据的实证检验, 认为大宗商品价格变动对亚洲国家造成输入型通胀的效果是有限的。对亚洲国家而言, 汇率问题可能才是影响通货膨胀的非常重要的因素。本文还利用中国的月度数据建立协整和误差修正模型, 分析了人民币兑美元汇率同通货膨胀之间的关系。结果表明:人民币兑美元汇率在长期上对通货膨胀有明显的影响。人民币升值能从三个方面来缓解通胀:一是成本效应, 进口商品的价格下降在成本上摊地国内的生产成本, 使得物价下降;二是替代效应, 升值能减少出口需求, 减少出口部门对劳动力的需求进而降低工资水平, 也能使国内进口替代商品的价格下降, 两者共同作用能降低物价;三是货币升值能减少出口, 缩窄贸易顺差, 使得外汇储备的占款减少, 减低货币供应量, 物价因而下降。因此, 对于中国和亚洲部分国家而言, 货币的升值是能够在一定程度上减轻通货膨胀压力的。

摘要：利用亚洲十个国家的面板数据, 对汇率、国际大宗商品价格、国内工业产出、M2以及利率等因素同通货膨胀的关系进行了实证分析, 以验证货币升值能否在一定程度上缓解国内的通胀压力。研究发现对于包括中国的部分亚洲国家而言, 货币的升值是能够有效缓解通货膨胀的, 另外还发现中国的通货膨胀与汇率、工业产出、货币供应量、国际石油价格、国际非能源商品价格和利率是具有长期均衡关系的。

关键词：汇率,通胀,实证检验

参考文献

[1]梁红.中国通胀成因报告[R].高盛报告, 2007.

[2]曾令美, 周庆武.人民币汇率变动影响中国CPI的计量分析[J].上海金融, 2008, (10) :70-74.

[3]唐毅亭, 熊明渊.当前中国CPI走势分析和展望[J].宏观经济研究, 2008, (12) :30-33.

[4]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) .

[5]Krugman.Pricing to Market When The Exchange Rate Changes.NBER Working Paper, 1986.

[6]Obstfeld.The Six Pazzle in International Macroeconomics:is there a cause?.NBER Working Paper, 2000.

篇4：通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究

摘要：本文应用经济增长模型对1996～2011年内蒙古经济增长因素进行研究， 分析了物质资本、人力资本、劳动力、技术市场成交额对内蒙古地区总产出的影响。设计一定的经济变量来反映影响内蒙古经济增长的因素，建立计量模型，寻求这些变量与内蒙古总产出的数量关系，进行定量分析，得出了以下结论：第一：要保持经济快速增长，必须特别重视人力资本的投入；第二：内蒙古由技术进步带来的经济增长很不显著，因此要特别重视技术进步的投入。并对分析结果提出一些对策建议。关键词：经济总产出物质资本人力资本劳动力技术市场成交额计量经济引言关于影响经济增长因素的研究，学者们从不同角度进行了分析。从研究内容看， 更多的是关注制度、结构等因素对经济增长的影响，如尹建华的《基于经济增长理论的产品结构调整和产业结构优化》中关于产品结构和产业结构的优化调整的研究[1]，杨君，龚玉池的《有效制度供给不足与中国经济增长》中关于制度对经济增长的研究[2]，而对于传统因素的定量研究相对较少。但是在经济发展的各因素中， 这些传统因素对经济增长的影响是不可忽视的。从研究对象看，多是研究中国经济增长的影响因素，如吴沛， 李克俊的《中国经济增长影响因素的实证分析》中研究了传统因素对中国经济增长的影响，得出人力资本投入为关键因素[3]，对单一地区的研究较少。本文根据 1996-2011年的内蒙古经济总产出 、固定资产投资、总就业人数、财政性教育经费投入、技术市场成交额，运用计量分析方法找出影响内蒙古经济增长的最主要因素， 有利于我们了解近年来内蒙古经济运行的基本规律， 以便在今后经济建设中， 抓住主要因素，增强重要因素投入，协调发展其他方面， 促进内蒙古经济健康快速地发展。一、建立计量模型在我们的分析中， 假定内蒙古经济增长具有Cobb- Douglas生产函数的特性， 经济产出用Y：经济总产出（亿元）来衡量， 经济投入主要有四个因素： 物质资本、人力资本、劳动力、技术进步。我们用K：固定资产投资总额（亿元）来衡量物质资本；（一）从结果分析看出， 最近十六年来， 在内蒙古地区，人力资本对经济增长的贡献远大于固定资产和劳动力的贡献。我们应该特别重视人力资本投资， 一方面内蒙古经济生产总值的增长率可以得到提高， 另一方面人力资本投资的提高对经济增长的影响更具有持续性， 这是因为拥有知识和技能的高科技人才才能使固定资产的效能充分发挥出来。从内蒙古投资状况看，固定资产投资一直大于人力资本，可见，由于这两者的不匹配造成固定资产投资在很大程度上的浪费和盲目性。因此，内蒙古应该充分重视人力资本与物质资本的相互协调性，应该加大内蒙古地区教育和培训等的投资， 提高人力资本， 优化人力资本的配置。促使内蒙古经济高效、和谐发展。

（二）从先进国家以及我国的部分发达地区的经验看，经济的增长越來越依赖于技术的进步与创新。然而，就内蒙古地区来看，技术进步对经济增长的贡献程度与经济发达地区相比，还是有差距的。而且，从 1996-2011年来看，内蒙古经济的高速发展主要依靠要素投入的增长来实现，尤其是资本投入的增长来实现的，技术进步对经济增长的贡献程度非常低。这表明内蒙古经济增长方式属于资本推动型的粗放式增长，这样的增长方式效率低，可持续性不强，因此内蒙古应该更加重视技术进步的作用，将经济增长的方式转化为主要依靠技术进步来实现的集约型增长，实现经济的高效、可持续增长。参考文献：[1]尹建华.基于经济增长理论的产品结构调整和产业结构优化[J].系统工程理论方法应用， 2000，（2）.[2]杨君，龚玉池.有效制度供给不足与中国经济增长[J].经济学家，2001，（1）.[3]吴沛a， 李克俊b.中国经济增长影响因素的实证分析[J].统计观察，2007，（5）.

篇5：通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究

文章通过实证研究揭示了基建投资规模在市场化进程中逐步趋于合理的现象,排列出了影响基建投资规模的主要因素,表明基建投资依然存在着粗放经营现象,财政资金对基建投资的.影响较小,并指出基建投资依然要正确处理政府作用和市场化的关系.

作 者：马正兵 MA Zheng-bing  作者单位：渝西学院政法与经管系,重庆永川,402168 刊 名：重庆三峡学院学报 英文刊名：JOURNAL OF CHONGQING THREE GORGES UNIVERSITY 年，卷(期)： 21(1) 分类号：F283 关键词：市场化   基本建设投资   规模   实证研究  

篇6：通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究

影响江苏农村居民储蓄的因素及实证分析

自20世纪80年代以来,江苏农村居民储蓄一直呈急剧上升态势,其增长速度远远超过同期经济增长速度.文章首先运用储蓄理论找出影响江苏农村居民储蓄的因素,然后运用模型进行分析,得出影响江苏农村居民储蓄的主要因素是农村居民可支配收入和实际利率水平等的结论.

作 者：刘荣茂 周良 作者单位：南京农业大学经济与贸易学院,南京,210095刊 名：华中农业大学学报(社会科学版)英文刊名：JOURNAL OF HUAZHONG AGRICULTURAL UNIVERSITY(SOCIAL SCIENCES EDITION)年，卷(期)：2004“”(3)分类号：关键词：农村届民储蓄 储蓄存款 利率

篇7：通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究

摘 要：本文利用我国1981年―的时间序列数据对影响我国财政收入的因素进行实证研究。影响我国财政收入的因素很多，比如税收收入、国内生产总值、就业人数、税收体制等等。经过比较分析税收、国内生产总值、全社会固定资产投资、就业人数等变量对财政收入的不同影响，其中影响最大的是税收，其次是国内生产总值，同时发现财政收入主要取决于税收和GDP两个因素，并且税收在财政收入中占有绝对地位。最后本文根据此结论提出了相关的对策分析与建议。

关键词：财政收入;税收;国内生产总值

一、引言

财政收入是一国政府实现政府职能的基本保障，对国民经济的运行及社会的发展起着非凡的作用。首先，它是一个国家各项收入得以实现的物质保证。一个国家财政收入规模的大小通常是衡量其经济实力的重要标志。其次，财政收入是国家对经济实行宏观调控的重要经济杠杆。财政收入的增长情况关系着一个国家的经济的发展和社会的进步。因此，研究财政收入的增长显得尤为重要。财政收入的主要来源是各项税收收入，此外还有政府其他收入和基金收入等。同时一个国家的财政收入的规模还受到经济规模等诸多因素的影响。本文就建立财政收入影响因素模型，实证分析影响我国财政收入的主要因素，为如何合理有效地制定我国的财政收入计划提供一些政策性建议。

二、影响我国财政收入增长因素的实证分析

1、变量选择与数据说明

研究财政收入的影响因素离不开一些基本的经济变量。回归变量的选择是建立回归模型的一个极为重要的问题。如果遗漏了某些重要变量，回归方程的效果肯定不会好;而考虑过多的变量，不仅计算量增大许多，而且得到的回归方程稳定性也很差，直接影响到回归方程的应用。通过经济理论对财政收入的解释以及对实践的.观察，对财政收入影响的因素主要有税收、国内生产总值、全社会固定资产投资和就业人数等。

(1)税收：税收具有征收的强制性、无偿性和固定性特点，可以为政府履行其职能提供充足的资金来源。

(2)国内生产总值：会促进国民收入，从而会提高居民个人收入水平直接影响居民储蓄量，并与财政收入的增长保持一定的同向性。

(3)全社会固定资产投资：主要通过投资来促进经济增长，扩大税源，进而拉动财政税收收入整体增长。

(4)就业人数：就业人数的上升伴随着居民消费水平的提高，从而间接影响财政收入的增加。

本文以《中国统计年鉴》为源，使用了1981年―20税收、国内生产总值、全社会固定资产投资、就业人员数的数据，数据真实可靠。为了消除异方差，对数据做取对数处理，利用E―views进行回归分析，排除以往模型存在的多重共线性，建立财政收入影响因素更精确模型，分析影响财政收入的主要因素及其影响程度。

2、模型的建立

本文以财政收入Y(亿元)为因变量，税收X1(亿元)、国内生产总值X2(亿元)、全社会固定资产投资X3(亿元)、以及就业人数X4(万人)4个经济指标为自变量，建立多元函数，即

InY=C+C1InX1+C2InX2+C3InX3+C4In

3、模型的分析

利用E―views对上述基本模型进行OLS参数估计得到如下结果：

其中：所有方程括号内均为t值，R2=0。991156 F=672。4216

首先，由于税收是政府的财政收入最主要的收入来源，很大程度上决定于财政收入的充裕状况;国内生产总值与财政收入的增长保持一定的同向性;全社会固定资产投资通过刺激GDP增长，间接使财政税收收入整体增长;就业人数的上升明显使我国财政收入的增加。所以，财政收入一般和税收、GDP、全社会固定资产投资、就业人员数呈正相关关系，即C1至C4应该均为正值。而且财政收入中税收应占很大一部分比重，即C1的数值应该比较高。上面模型得到的C1和C2都为正符合经济理论，但C3与C4却为负与经济理论相悖。其次，税收、GDP、全社会固定资产投资、就业人数的t统计量值分别为4。596、4。353、2。153、―4。304。在显着性水平为0。05时，t(29―5) =2。064，可见它们除全社会固定资产投资外对财政收入的影响是显着的。再次，模型的F值为672。4216，在显着水平为0。05的情况下， F(4，25)=2。76，所以拒绝方程不显着的假设则回归方程显着。由此我们认为，一个国家税收水平高低，国民生产总值规模的大小是决定一个国家一定时期内财政收入规模的主要影响因素。最后，可决系数R2=0。991156，模型的拟合程度很高，即我国的财政收入可以很好地被税收、国内生产总值、全社会固定资产投资、就业人数来解释。

4、模型的修正

首先根据向后剔除法我们将回归模型剔除变量全社会固定资产投资和就业人数，结果如下：

财政收入不仅受税收的影响，还受其他因素的影响，而GDP又是影响这些因素的一个重要指标。模型中变量lnX1通过了t检验且C1值较大，说明税收是影响财政收入的主要因素，因为毕竟税收在财政收入中占绝对地位。尽管C2的t值没有通过检验，可能由于经济变量之间固有的惯性、模型设定的偏误等原因所导致。因此lnX1与lnX2仍全部保留在方程中，即方程为InY=0。5377+0。8555InX1+0。0797InX2的值也很高，这样得到财政收入模型的形式变得更为简洁，拟合的效果又好。

5、模型得到的结论

(1)该模型的经济意义很明显，即财政收入主要取决于税收和国内生产总值两个因素。lnX1的系数为财政收入的税收弹性，即税收增加1%，财政收入将增加0。8555%;lnX2的系数为财政收入的国内生产总值弹性，即GDP增加1%，财政收入将增加0。0797%。可见税收变化相当影响财政收入的变化。

(2)两个弹性系数之和为0。9352，与1非常接近，说明财政收入的增加基本上全部来源于税收与国内生产总值的增加。

(3)税收与国内生产总值高度相关，因此它们之间的关系也非常密切。增加财政收入不一定要采取提高税率、增加税种这样的税收手段，如果国家的经济发展形势良好，经济总量持续扩大，财政收入的规模也会随之扩大。

三、相关对策分析与建议

(一)财政收入与税收的对策分析与建议

1、加强税收征管，提高财政和税收收入

目前，我国的税收已是财政收入的最主要来源。税务部门要大力组织税收，确保国家税收为政府履行公共服务和社会管理职能提供可靠的财力保障。这就要求税务机关要依法治税、依法征税，通过加强各方面管理和服务工作，不断提高税收征收率，保持税收随着经济的发展平稳增长。

2、加强税费改革、推进税制改革调整各项税收政策

税收作为宏观调控的重要工具，具有内在稳定器的功能，对经济运行产生调节作用。进行税费改革并不意味着把所有的政府收费全部改为征税，而是要将两者之间的比例保持在合理的区域范围内。国家可根据不同时期的经济形势，制定和实施相应的税收政策来调控经济总量、调整经济结构、推进税收制度改革。

(二)财政收入与GDP的对策分析与建议

1、保持财政收入占GDP的比重合理并促进共同增长

保持财政收入合理的规模，首先要使财政收入增长同步于GDP的增长;其次，财政收入和GDP的增长速度保持合理的比例关系。基于我国当前的宏观经济形势，未来的几年我国将继续实施稳健的宏观财政政策，才能确保财政收入占GDP的比重合理化。因此保持财政收入和GDP的共同增长一方面要有良好的宏观财政政策做后盾。

2、扩大GDP总量，提高财政收入

GDP的增长是财政收入增长的前提条件，财政收入的增长有赖于GDP的增长的同时也会受到GDP增长的约束。近些年来经济增长的主要牵引力依赖于投资、消费需求始终不足，但是投资、最终要转化为消费并受制于消费，因此应减少投资需求的膨胀，扩大消费需求提高消费对GDP的贡献率，来提高财政收入的增长。

参考文献：

[1]李子奈，潘文卿。计量经济学[M]。北京：高等教育出版社，2005。

[2]高鸿业。西方经济学[M]。北京：中国人民大学出版社，。

[3]国家统计局。中国统计年鉴[M]。北京：中国统计出版社，2010。

[4]马海涛。中国税制[M]。北京：中国人民大学出版社，。

[5]张晓峒。计量经济分析[M]。北京：经济科学出版社，2003。

篇8：通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究

能源是人类生存和发展的重要自然资源, 能源对于一国的经济发展和社会进步具有重要的推动作用。我国目前正处于经济转型的关键时期, 工业化进程的不断加深与城镇化水平的逐步提高使得能源的供给压力日益增大。能源消费的过度增长与能源利用效率较低将导致能源耗竭、环境污染、能源安全等一系列问题, 进而影响国家的经济增长和国民的生活质量。我国政府对能源消费量的增长问题高度重视, 2013年1月国务院正式发布的《能源发展“十二五”规划》中明确提出实施能源消费强度和消费总量的双控制, 并设定了2015年的能源发展目标:能源消费总量40亿吨标准煤 (1) 。2013年中央经济工作会议更是把调整产业结构, 降低能源消耗作为2014年六大主要经济任务之一 (2) 。因此, 分析我国能源消费的主要影响因素, 并依据研究结果采取具有针对性的控制措施对于我国的能源发展而言有着非常重要的意义。1973年和1974年的两次石油危机之后, 能源问题受到各国学者的普遍关注。为降低能源消费, 保持经济的稳定增长, 研究学者对能源消费的影响因素进行了探索。由于数据的非平稳性, 一些学者在对能源消费与经济增长之间的Granger因果关系进行检验时, 因采用数据的时间长短不同, 研究所得出的结果也不同 (Masih A和Masih R, 1996;Kraft J和Kraft A, 1978) [1,2]。Lee (2005) 对18个发展中国家的能源消费数据建立面板协整模型, 研究发现能源消费能带动经济的增长, 但反向影响不显著[3]。另外很多学者研究发现, 产业结构变动对能源消费也有较大影响, 工业比重的增加将使能源消费量增加 (杨洋等, 2008;史丹, 2006;Jacobsen等, 2013) [4,5,6]。城镇化水平与能源消耗之间也存在正相关 (Hiroyuki, 1997;姜巍和高卫东, 2013) [7,8], 而能源消费结构的优化则有利于能源总消费量的降低 (Mukhopadhyay和Chakraborty, 1999;宋春梅, 2009) [9,10]。中国出口贸易与能源消费总量之间有显著的正相关性, 出口贸易对能源消费的依赖性很大, 并且能源消费对出口贸易的弹性为1.3 (董斌昌, 2004;沈利生, 2007;张传国和陈蔚娟, 2009) [11,12,13]。在前人的相关研究中, 鲜见针对中国的社会经济发展状况, 既考虑经济因素也考虑非经济因素对能源消费的影响等方面的专题探讨。为充分考察中国能源消费的影响因素, 本文从经济因素和非经济因素两个角度, 结合相关的能源消费理论分析, 考虑数据的非平稳性, 采用协整关系检验、构建VECM模型、脉冲响应分析和方差分解等方法全面研究经济增长、对外贸易规模、产业结构、城镇化水平与能源消费总量之间的关系, 为政府进行科学的能源配置提供理论依据。

1 能源消费影响因素的理论分析

1.2 经济增长与能源消耗

美国经济学家Panayotou提出倒U型环境库次涅茨曲线 (EKC) , 根据该理论, 在人均收入较低时, 能源消费带来的环境污染随着人均GDP的增加而增加, 在人均收入较高时, 环境污染随着人均GDP的增加而减少 (Panayotou, 1997) [14]。因此, 经济增长对能源消费的影响可以概括为以下3个方面: (1) 经济增长将带动工业、建筑业、交通运输业迅速发展, 促进生产用能的增加。 (2) 经济增长提高了人们的生活水平, 促进了居民对生活能源的消费。相关分析表明, 生活能源消费和民用机动车增长数量之间的相关系数高达0.96 (王虹等, 2009) [15]。 (3) 经济增长会带来技术的进步, 科技水平的提高将促进对能源的开采和利用效率的提高, 这在一定程度上又能降低对能源的浪费, 使得能源的消耗相对减少。

1.2 产业结构与能源消耗

在三次产业中, 第二产业的能源强度 (3) 最大。根据2011年我国能源消费数据, 第一、二、三次产业的能源强度分别为0.14吨标准煤/万元、1.14吨标准煤/万元和0.25吨标准煤/万元 (4) 。石油加工炼焦及核燃料加工业、燃气生产和供应业以及金属冶炼及压延加工业等产业均属于高耗能产业。作为一个正处于工业化过程中的发展中大国, 我国产业结构具有第二产业比重较大的特点, 这带动了我国能源消费的持续性增长。改革开放以来, 随着我国产业结构的逐步优化调整, 第三产业比重将逐渐增大, 这在一定程度上有利于我国能源消费的降低。

1.3 城镇化与能源消耗

从促进能源消耗的角度来看, 首先, 城镇化提高了居民的收入水平, 促进了对电冰箱、电脑、空调、私家车等商品的需求, 进而导致能源消费总量的增加。其次, 城镇化将带动工业尤其是重工业的发展, 由此增大对能源的消耗。再次, 城镇化将带动基础设施和住宅的大规模建设, 进而带动能源的持续性增长。最后, 城镇化导致大量农村劳动力向城市转移, 由于生活用能的结构差异, 农村居民的能源消费量远低于城市居民, 故从这一角度来讲城镇化的发展将促进能源的消耗。从抑制能源消耗的角度来看, 城镇化能够促进能源利用的规模化, 这在一定程度上降低了对能源的消耗。

1.4 出口贸易与能源消耗

由于中国具有丰富的煤炭资源, 煤的价格很低, 因此中国的能源密集型产品具有一定的国际优势, 结果导致中国出口贸易中高耗能产品占有较高的比重, 推动了中国能耗的迅速增长。有关研究结果表明, 在1990~2008年间中国能源密集型产品的出口额一直呈增长趋势, 至2009年已经高达1298亿美元 (马丹丹和杨迎春, 2011) [16]。但随着我国产业结构的调整和转型升级, 贸易结构也将进一步得到优化。高耗能产品的出口比重逐步降低, 进而减少我国的能源消费总量。

1.5 非经济因素的影响

本文将国际上发生的重要事项和国内政策的重大变化等视为影响能源消耗的非经济因素。观察1978年以来我国能源消费的趋势图, 发现从1997年开始的一段时间内我国的能源消费增长趋势明显变缓, 而2001年之后能源消费的增长速度明显增大。本文认为前者是由于1997年的亚洲金融危机的冲击以及我国国有企业改革和调整所造成的, 而后者的原因也有2个: (1) , 2001年我国加入WTO, 作为成员国享受优惠政策促使出口贸易额迅速增加, 这其中包含大量的高耗能产品; (2) 2001年我国申奥成功, 大量奥运场馆和基础设施的建设刺激了我国的能源消耗。

2 模型设定、数据说明与实证分析

20世纪70年代Lucas、Sargent和Sims等人对经典的计量经济学展开了批判, 随之, 计量经济学的研究导向由经济理论转向数据关系。1980年Sims等人开创性的将向量自回归模型引入到对宏观经济分析中, Blanchard和Quah (1989) 等人则在VAR的基础上提出了结构向量自回归模型 (SVAR) [17]。1987年Engle和Granger首次提出了非平稳变量协整关系的概念[18], Johanson (1995) 和Hendry (1995) 等人把协整概念应用到VAR模型中, 发展出协整向量误差修正模型 (VECM) [19,20]。目前, 该技术已成为分析时间序列经济数据的标准工具 (Juselius, 2006) [21]。根据能源消费数据特点及影响效应, 本文将利用向量误差修正模型 (VECM) 作为统计分析框架, 原因概括为以下几点:

(1) VECM模型适用于较小和中等规模的数据, 模型较为灵活, 易于估计, 对宏观数据具有较好的拟合性 (Juselius, 2006) [21]。

(2) 由于本文所利用的宏观数据是非平稳的, VECM模型在不减少数据信息量的情况下, 可以为时间序列之间的长期均衡关系和短期调整关系提供一个统计分析框架。

(3) VECM常用于预测相互联系的时间序列系统及随机扰动项对变量系统的动态冲击, 从而解释各种外生冲击对经济变量产生的影响。

(4) 很多经济时间序列之间的影响途径和传导机制非常复杂, 采用一般的结构模型很难收到很好的效果, 而用VECM能很方便的分析一个经济变量的变动对另一经济变量变化的影响程度。

本文以非限制的VECM (k-1) 模型为基础, 其结构式如下 (Johansen, 1995) [19]:

其中Y、S、D分别表示内生变量、弱外生变量和虚拟变量。Y的系数矩阵是非限制的。由于本文中有些变量含有趋势, 因此将趋势变量trend限制在协整空间中。εt为无序列自相关、均值为零, 方差及协方差矩阵为Ω的随机误差项。

若Yt中包含r个协整关系, 则存在满秩矩阵α和β, 使得Π=αβ', VECM模型可由 (2) 式表示:

其β代表协整空间, α代表动态调整系数, β' (Y't-1, trend, St-1) 是I (0) 变量。从经济意义的角度解释, β代表经济变量的长期均衡关系, α表示变量向长期关系调整的方向和速度。

根据上文中理论部分的分析, 在我国能源消费总量的影响因素模型中, 将内生变量集设定为:Yt=[et, yt, tst, cit, ext], D01t、D02t分别是外部冲击哑变量。其中:各个变量的定义如下:

et:实际的能源消耗总量Et, 定义et=LN (Et) ;

yt:不变价格的国内生产总值Gt, 定义yt=LN (Gt) ;

tst:第三产业增加值占GDP的比重TSt, 定义tst=LN (TSt) ;

cit:城镇化水平CIt, 定义cit=LN (CIt)

ext:不变价格的出口额EXt, 定义ext=LN (EXt)

D01t:当1997≤t≤2001时, D01t=1, 其它年份为0。

D02t:当2002≤t≤2005时, D02t=1, 2, 3, 4, 其它年份为0。

D01t和D02t代表影响能源消费的非经济因素。其中D01t用来模拟1997年金融危机和国有企业改革的影响, 前者造成了中国出口贸易的降低, 后者促进了能源使用效率的提高;D02t则用来模拟2001年中国加入WTO及北京申奥成功带来的冲击, 为准备08年奥运会所进行的大量基础设施建设增加了中国的能源消费, 加入WTO后高耗能产品的大量出口也增大了我国能源的消耗。

2.1 数据处理和说明

本文采用1978~2012年年度数据, 其中城镇化水平 (城市人口/总人口) 、国内生产总值和产业结构 (第三产业增加值/国内生产总值) 来源于《中国统计年鉴》, 能源消耗总量数据来源于《中国能源统计年鉴》, 对外贸易出口总额来源于《中国对外贸易统计年鉴》。针对这些原始数据, 在进行实证分析前做了以下预处理: (1) 为消除价格因素对历年国内生产总值、出口总额的影响, 均采用1978年为基期的价格来调整, 将各名义指标调整为具有可比性的实际值。 (2) 为消除异方差, 分别对各个变量取对数处理。

2.2 数据平稳性检验

建立计量经济模型前, 需对各个变量的平稳性进行检验。

ADF单位根检验的表达式:

其中原假设为:H0∶β=0, 备择假设:H1∶β≠0, 若接受原假设则说明该序列具有单位根, 是非平稳的, 若拒绝原假设则说明该序列是平稳序列。表1是对各个变量及其差分序列进行平稳性检验的结果, 从表1可以看出本文用于实证分析的变量均为一阶单整I (1) 序列。

注:以上检验结果均是在变量滞后8阶, 显著水平为0.05的情况下进行的判断。

2.3 滞后阶数的确定

在建立VAR模型之前, 必须首先设定VAR模型中变量的滞后阶数, 从而消除残差项的自相关性, 确保模型有较强的解释能力。本文采用AIC、HQ和SC这3个信息准则作为最优滞后阶数的选择标准, AIC、HQ、SC的值减小说明加入变量是合理的。信息准则的表达式如下:

检验结果如表2:

注:*表示各个准则选择的最优的滞后长度, []括号中的数字是接受原假设的概率。

由表2检验结果得出, AIC、HQ、SC等准则均选择最优滞后阶数为1。在VAR (1) 模型的框架下对残差项进行检验, 发现估计后的残差项不存在自相关性、非正态性和ARCH结构等模型误设的问题 (见表2) , 因此本文的实证分析在VAR (1) 的基础上展开, 对应的VECM模型的滞后阶数设置为0。

2.4 协整的检验

协整的意义在于:它描述了变量之间的长期的稳定的一种均衡关系, 这种均衡关系意味着这些变量组成的经济系统不存在破坏均衡的内在机制, 当系统内的某个变量受到冲击后偏离长期均衡点时, 均衡机制将使其在下一期进行调整以重新回到均衡点。Johanson检验是一种基于向量自回归模型的多重检验方法, 是用于多变量协整检验的较好方法 (Johanson, 1995) [19]。本文采用Johansen协整检验法检验et、yt、ext、tst、cit变量之间的协整关系, 其中内生变量集为Yt=[et、yt、ext、cit、tst]。Johansen协整检验包括迹检验和最大特征值协整检验, 其检验结果如表3:

注:*表示在5%的置信水平下进行的判断。

以上对协整关系个数的检验均是在VAR (1) 的基础上进行的。根据表4、表5可知, 特征值检验和迹检验都表明至少存在2个协整关系。根据格兰杰定理 (Engle, Granger, 1987) :如果变量之间存在协整关系, 则他们之间的短期非均衡关系总能由一个误差修正来表述[18]。

2.5 长期关系识别和协整关系解释

由于αγγ-1β'=αβ', 对于任何一个正规矩阵γ, 若β是协整向量, 那么β (γ-1) 也是该方程的协整向量, αγ是其对应的动态调整系数。因此建立的误差修正模型可能存在多个协整关系, 为得到有经济意义的协整关系, 需要对协整空间施加限制并检验所施加的限制是否有效。本节对上文中检验出的两个协整关系施加限制, 以使其具有经济意义, 施加限制后模型中的协整关系的合理性通过有效性检验的概率是0.95 (χ2=0.10) 。对内生变量为Yt=[et, yt, ext, cit, tst], 哑变量为D01, D02, 包含趋势项的VECM (0) 模型的回归结果如下:

注: (1) []为估计值的t统计量, 下同 (2) χ2检验括号中的值为接受原假设的概率

式 (3) 表示能源消费总量、实际GDP及产业结构之间存在一个长期均衡关系, 该式可以转化成能源消费的一个需求函数:

其中实际GDP、产业结构和城镇化率前面的系数正负号与上文中理论分析的结论相符, 说明其经济意义合理。在该式子中, yt、tst、cit前的系数分别表示能源消费总量对应GDP、产业结构和城镇化率的弹性系数。能源消费总量对实际GDP的弹性系数为0.80, 表明长期来看我国能源消费的增速要慢于实际GDP的增速;保持其他条件不变, 第三产业比重每增加1%, 则能源消费总量平均降低0.57%, 表明调整产业结构是降低能源消费总量的重要途径;能源消费总量对城镇化水平的弹性系数为2.2, 说明从长期分析, 城镇化水平每提高1%, 将促进能源消费量增长2.2%, 反映出城镇化水平提高是未来能源消费量增长的一个重要影响因素。长期来看能源消费量的增加幅度有放缓的趋势, 尽管这种趋势不太显著 (t统计量是2.02) , 可能的原因是随着经济的增长、产业结构的升级、技术进步及绿色能源的开发利用, 能源消费总量的变化趋势将符合库茨涅茨曲线。

式 (7) 代表城镇化水平、出口额和经济增长之间的一个长期稳定关系。经济增长对城镇化水平和出口贸易的弹性系数分别是1.39和0.55, 表明相对于出口贸易而言, 城镇化水平对经济增长的促进作用更大, 城镇化水平升高1%, 将能推动经济增长1.39%。第三产业和经济增长之间的长期关系不显著, 故将其限制为零, 该限制通过检验的概率为95%, 因此施加的限制是有效的, 表明产业结构是弱外生性变量, 因此调整产业结构可作为一项有效的能源政策。

相应的短期调整系数表明, 当出现超额的能源需求时, et会向着均衡方向调整。虽然在实际GDP的方程中调整系数为负值, 表明超额的能源消费在短期内将导致实际GDP的下降, 但由于系数值非常小, 因此实际可以将其视为不显著的, 即超额能源消费对GDP的增长没有明显的推动作用。在Δtst中的系数为正, 说明当第二个协整关系发生偏离时, 即经济增长速度过快时, 将促进产业结构的快速升级, 而产业结构的升级又将促使能源消费的降低。

式 (5) 中的哑变量反映出两个非经济因素对我国能源消费的影响。D01的系数为负, 与前述理论相符, 反映出1997年金融危机和国有企业改革对我国能源消费总量产生负的冲击。D02的系数为正, 表明2001年我国加入WTO后出口增加以及申奥成功后大量奥运场馆的建设增加了我国能源的消耗。

2.6 脉冲响应分析

脉冲响应函数是用来描述当对一个内生变量的随机误差项施加一个标准差大小的冲击后, 系统中的所有内生变量的当期值和未来值发生的变化。为了更好地刻画能源消费、经济增长、产业结构、城镇化水平和出口之间的动态关系, 本文采用Koop (1996) [22]的广义脉冲响应函数分析法, 以克服Cholesky分解法中脉冲响应函数受变量顺序影响的问题。在该方法下得出的脉冲响应函数如图1所示:

图1 (a) 表明, 给实际GDP施加一个标准差大小的正向冲击后, 能源消费立即增大, 并在第2期达到0.14个百分点, 该冲击对能源消费量的影响持续增加, 在第五期时接近0.48个百分点。图1 (b) 表明, 当给产业结构施加一个正向的冲击, 该冲击将对能源消费总量产生负的影响, 该冲击持续时间长, 且在第3期已经达到0.47个百分点, 可以得出产业结构的调整对能源消费总量的影响较大。图1 (c) 表明, 若给城镇化水平施加一个单位的正向冲击, 该冲击将会给能源消费产生正的影响, 在第七期时对能源消费的影响达到最大值0.7个百分点, 可得出城镇化水平的上升将促进能源消费的增加。图1 (d) 显示, 若给出口贸易一个正向的冲击, 对能源消费总量造成的冲击将在第2期达到0.54个百分点, 该冲击在第4期达到最大值0.87个百分点后, 对能源消费的影响将逐步减小, 可见出口贸易对能源的影响表现出收敛的特性。图1 (e) 表明给出口一个标准差大小的冲击后, 实际GDP将迅速增加, 且该冲击对实际GDP的影响持续时间长, 影响较大, 在第五期时已经达到1.1个百分点, 由此可见我国经济增长对出口的依赖性较大, 增加出口是促进经济增长的一个重要途径。图1 (f) 对产业结构施加一个标准差大小的正向冲击后, 实际GDP将会增加, 该冲击持续时间较长, 结合上文结论可知, 增加第三产业的比重是增加实际GDP和降低能源消费总量的一个重要途径。

2.7 方差分解

本节采用方差分解法对不同预测期限的预测误差进行分解, 从而得到每个变量随机扰动项的重要信息。方差分解通过分析结构冲击对内生变量变化的贡献度来进一步衡量变量之间的密切程度。方差分解结果如表6所示:

对能源消费总量的方差分解结果可以看出, 能源消费自身的历史信息对能源消费总量的预测误差的贡献度最高, 表明影响能源消费总量的主要因素是自身的滞后变量, 反映出能源消费需求具有刚性的特点。出口变动对能源消费量变化的贡献程度较大并表现出收敛性, 在第6期, 对能源消费预测误差的贡献度达到9.61%, 之后逐渐减小, 表明短期内出口贸易是影响能源消费总量变动的重要因素;产业结构的变化对能源消费量变化的贡献度随着时间的增加而逐渐增大, 在第10期时, 其贡献程度达到了10.73%;从长期来看, 城镇化水平变动对能源消费总量变化的贡献率较大, 10期之后已经达到10.1%, 之后还在持续增加;GDP的变动对能源消费总量变化的贡献率较低。综上所述, (1) 上一期能源消费量的变化是影响能源消费的最重要的因素, 表明能源消费存在粘滞性。 (2) 产业结构和城镇化率的变化对能源消费的影响较大, 出口贸易对能源消费的影响表现出收敛性, 实际GDP对能源消费量的影响相对较小。

3 结论和政策分析

本文在VECM的框架下分析了能源消费总量、实际GDP、实际出口额、第三产业比重、城镇化率之间的长期均衡与短期动态关系。实证研究结论可总结为以下几点:

从VECM模型估计结果得出, 能源消费量与实际GDP、产业结构和城镇化水平三者之间存在一个长期均衡关系, 由此看出, 实际GDP的增加和城镇化水平的提高将促进能源消费量的增长, 第三产业比重的升高将会降低能源消费总量, 城镇化水平变动对能源消费总量变化的贡献显著, 能源消费对三个变量的弹性系数分别为0.8, 1.39和-0.57。在非经济因素的影响方面, 1997年亚洲金融危机和国有企业改革对我国的能源消费产生负的冲击;2001年我国加入WTO与北京申奥成功则促进了我国的能源消耗。

从脉冲响应函数分析得出, 给城镇化率和经济增长一个标准差大小的正向冲击, 该冲击将较大的促进能源消费总量的上升;给产业结构一个标准差大小的正向冲击, 该冲击将在短期内对能源消费产生负的影响, 且该影响持续时间长, 作用幅度较大;给出口贸易施加一个扰动, 该冲击对能源消费的影响表现出收敛的特性。

从方差分解结果得出, 产业结构和城镇化率的波动对能源消费波动的长期贡献度较大;出口的变化对能源的变化短期贡献度较大, 长期的贡献程度较小;实际GDP变化总体上对能源消费量变化的贡献度较小。

结合研究所得结论, 本文提出以下4条政策建议:

(1) 调整产业结构。积极鼓励和引导低耗能的第三产业的发展, 制定科学合理的政策以消除非国有经济进入第三产业某些产业部门的门槛, 推动城镇化的进程以带动第三产业的发展。同时加快第二产业的调整, 缩减第二产业内部的高耗能产业, 如制造业和采掘业。大力发展新型工业, 坚持以信息化带动工业化, 以工业化促进信息化, 优先发展信息产业、技术服务产业和金融服务产业。加大科技投入, 大力发展高新技术产业, 提高技术创新能力, 尝试运用先进技术改造传统产业, 提升整个第二产业的工业能效。

(2) 优化贸易结构。中国当前的出口结构以劳动密集型和资源密集型的初级产品为主, 这是我国能源消费增长的一个重要原因。因此我国政府应制定科学合理的贸易战略, 调整出口产品结构。一方面考虑对企业征收能源消耗税和环境保护税以加大高耗能企业的税收负担, 进而降低出口贸易中高耗能产品的比重;另一方面通过补贴、税收等政策鼓励低能源消耗、深加工、高附加值的高科技产品出口, 促进出口产品由资源密集型向技术密集型进行转变。

(3) 合理制定城镇化发展战略, 走新型城镇化道路。上文实证分析结果表明城镇化水平的提高是促进我国能源消费上升的主要因素, 因此必须制定科学的城镇化发展战略以最大限度降低其对能源消耗的影响。合理提高城市紧凑度有利于节约能源消耗 (程开明, 2011) [23], 并积极倡导使用公共交通设施, 减少私人小汽车的使用。

(4) 提高能源使用效率和积极开发绿色能源。中国经济增长对工业尤其是重工业的依赖较大, 应继续深化国有体制改革, 深化产能过剩企业改革。加快发展太阳能发电, 积极推进生物质能和地热能开发利用, 安全高效发展核电;着力突破页岩气等非常规油气和海洋油气资源开发, 稳妥推进煤制油气产业示范;按照“安全、绿色、集约、高效”的原则, 优化能源发展空间布局, 提高能源资源配置效率。

摘要：在综合考虑影响能源消费的经济因素和非经济因素的情况下, 构建包含哑变量的VECM模型, 利用中国19782012年的数据对能源消费的影响因素与能源消费总量之间的短期调整和长期均衡关系进行了实证研究。研究结果表明:能源消费量、第三产业比重、城镇化水平和实际GDP之间存在长期均衡关系;城镇化率和实际GDP的上升能导致能源消费增加, 且城镇化水平对能源消费的影响更大;第三产业比重具有弱外生性, 政府可通过调整产业结构实现增加实际GDP和降低能源消费的目的;出口贸易对能源消费的影响较大且表现出收敛性。