基于ARDL模型的我國財(cái)政赤字對(duì)通貨膨脹的影響研究

劉利

（1池州學(xué)院　數(shù)學(xué)計(jì)算機(jī)學(xué)院，安徽　池州　247000；2上海財(cái)經(jīng)大學(xué)　統(tǒng)計(jì)與管理學(xué)院，上?！?00439）

基于ARDL模型的我國財(cái)政赤字對(duì)通貨膨脹的影響研究

劉利1，2

（1池州學(xué)院數(shù)學(xué)計(jì)算機(jī)學(xué)院，安徽池州247000；2上海財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與管理學(xué)院，上海200439）

建立ARDL（自回歸分布滯后）模型，分別對(duì)1978—2014年中國財(cái)政赤字率、名義利率及貿(mào)易開放度與通貨膨脹之間的長期均衡和短期調(diào)整關(guān)系進(jìn)行分析.邊限協(xié)整檢驗(yàn)表明通貨膨脹水平與這3個(gè)變量間存在長期均衡關(guān)系，長期估計(jì)系數(shù)顯示這3個(gè)變量均對(duì)通脹水平有顯著影響，影響程度分別為0.448、0.345、-0.219，表明中國的價(jià)格水平?jīng)Q定因素中財(cái)政占主導(dǎo)地位.從短期來看，通貨膨脹的滯后1期、滯后2期對(duì)自身的變動(dòng)存在顯著的正的影響，且滯后1期的影響效果大于滯后2期.定量分析結(jié)果表明，中國通貨膨脹的控制應(yīng)以財(cái)政政策為主，同時(shí)要有效管理好通脹預(yù)期.

ARDL模型；邊限檢驗(yàn)；財(cái)政赤字；通貨膨脹

在發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)型國家，由于金融市場的不發(fā)達(dá)、央行的非獨(dú)立性和征稅機(jī)制的不完善，政府更傾向于用貨幣創(chuàng)造來為其赤字融資，從而造成赤字引發(fā)通貨膨脹的可能性更大［1］.自2008年金融危機(jī)以來，通貨膨脹問題波及全球，而我國是發(fā)展中國家，保持物價(jià)穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長的任務(wù)十分艱巨，“十二五”規(guī)劃宏觀調(diào)控的首要任務(wù)是穩(wěn)定物價(jià)總體水平［2］.近年來，通過貨幣政策來進(jìn)行通脹治理，并沒有取得理想效果［2］.

一直以來，經(jīng)濟(jì)學(xué)家、政府部門都密切關(guān)注著該如何決定價(jià)格水平以及怎樣治理通貨膨脹.弗里德曼認(rèn)為“通貨膨脹總是，而且永遠(yuǎn)是一個(gè)貨幣現(xiàn)象”，這一觀點(diǎn)有著深遠(yuǎn)影響.但已有大量實(shí)證研究顯示，價(jià)格水平的影響因素中貨幣供應(yīng)量的作用越來越小.那么，通脹的影響因素中到底是什么起決定性作用呢？一個(gè)新的理論——FTPL（價(jià)格水平?jīng)Q定的財(cái)政理論）應(yīng)運(yùn)而生.該理論認(rèn)為，財(cái)政政策在通貨膨脹的決定中起積極作用，只有在特定條件下通貨膨脹才是一種貨幣現(xiàn)象.這一觀點(diǎn)啟發(fā)人們可以從一個(gè)全新的視角來審視通脹.

目前，國內(nèi)關(guān)于通脹的研究特別是實(shí)證研究很少考慮財(cái)政因素.財(cái)政赤字是否會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹的發(fā)生引起了各國的高度關(guān)注，而各國學(xué)者對(duì)此所持觀點(diǎn)不盡一致.Fisher，Sahay和Vegh選取了94國的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明是財(cái)政赤字導(dǎo)致了高通脹［3］；Uribe選取了20年的數(shù)據(jù)建立赤字與RPI（零售物價(jià)指數(shù)）的VAR模型，并通過格蘭杰檢驗(yàn)，結(jié)果表明在阿根廷引發(fā)通脹的最主要原因是赤字的持續(xù)擴(kuò)大［4］；方紅生選取1996至2006年的月度數(shù)據(jù)，應(yīng)用VAR法進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)FTPL在所考察期間是適用的［5］；董秀良應(yīng)用SVAR法研究了財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹的短期和長期動(dòng)態(tài)效應(yīng)，研究表明財(cái)政政策比貨幣政策對(duì)通貨膨脹的影響更大，而且財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹有長期效應(yīng)［2］.也有許多學(xué)者針對(duì)各國的實(shí)證分析表明赤字并不是產(chǎn)生通脹的主要原因［1，6，7］.Stanley Fisher和William Easterly通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，只要不存在超額貨幣供給，控制赤字規(guī)模在合理范圍內(nèi)，一般不會(huì)引發(fā)通貨膨脹［6］；許雄奇運(yùn)用“基于擴(kuò)展VAR模型的因果關(guān)系檢驗(yàn)”方法，考察了我國赤字、貨幣供給增長及金融深化程度與通脹的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)赤字雖然也是影響中國通脹的重要因素之一，但不是最主要因素［1］；洪源構(gòu)建VAR（向量自回歸）模型，通過Granger檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政赤字與通貨膨脹間不存在緊密的因果關(guān)系［7］.

總的來說，價(jià)格水平?jīng)Q定的財(cái)政理論在近十多年前才提出，所以相關(guān)研究無論國內(nèi)還是國外都很有限.通過上面的總結(jié)也可發(fā)現(xiàn)，因選取的研究背景不同、運(yùn)用的實(shí)證方法不同，得出的結(jié)論就可能完全不同；且已有文獻(xiàn)主要采用VAR（向量自回歸）及VECM（誤差修正）模型，但都存在一定的局限性.VAR模型處理誤差項(xiàng)通常是利用脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）和方差分解法（VD），通過這種方式處理，若改變模型中變量先后次序，那么分析結(jié)果也會(huì)改變，研究結(jié)論不具有穩(wěn)健性.VECM模型只能用于所考察變量同階協(xié)整的情況，并且當(dāng)模型中存在多個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)會(huì)形成多個(gè)長期均衡關(guān)系的系數(shù)，這給研究結(jié)果的解釋帶來極大不確定性；同時(shí)，只有數(shù)據(jù)樣本量較大時(shí)才適合用VECM模型.而研究中國的宏觀經(jīng)濟(jì)問題時(shí)，有效樣本數(shù)據(jù)較少，各變量既有趨勢平穩(wěn)（I（0））也有一階差分平穩(wěn)（I（1）），邊限協(xié)整能較好地處理這些問題.本文基于FTPL視角，通過構(gòu)建ARDL模型，采用該協(xié)整檢驗(yàn)方法，實(shí)證分析我國赤字對(duì)通脹的長期影響和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整，最后基于定量分析結(jié)果給出相應(yīng)的政策建議，希望能有助于增強(qiáng)我國調(diào)控通脹的能力并作出科學(xué)的政策決策.

1　理論框架

古典貨幣數(shù)量論提供了價(jià)格波動(dòng)的一種解釋.例如，F(xiàn)isher的研究表明，由于貨幣流通速度是外生給定的，短期內(nèi)總產(chǎn)出不變，因此貨幣供應(yīng)量變化就引起了價(jià)格變化，造成總需求的增加都轉(zhuǎn)化為膨脹的價(jià)格.即貨幣數(shù)量的變動(dòng)是通貨膨脹的主要決定因素，而財(cái)政政策并不獨(dú)立影響價(jià)格水平.

凱恩斯理論被認(rèn)為在短期內(nèi)適用.不同于經(jīng)典理論，凱恩斯理論更強(qiáng)調(diào)需求的作用，需求可以改變產(chǎn)出水平.由增加支出或減稅引發(fā)的財(cái)政赤字會(huì)導(dǎo)致總需求的增加.這種增加的需求只有在生產(chǎn)處于非充分就業(yè)階段時(shí)會(huì)提高產(chǎn)量；如果生產(chǎn)已經(jīng)處在充分就業(yè)階段，必然導(dǎo)致價(jià)格水平的提高.在凱恩斯理論中，政府通過對(duì)外借債和從中央銀行貨幣化來為赤字融資，兩個(gè)渠道都表明赤字導(dǎo)致了通脹.

最近的價(jià)格水平?jīng)Q定理論認(rèn)為價(jià)格水平并不是由貨幣政策獨(dú)立決定，而是財(cái)政和貨幣政策相互依存的結(jié)果［8，9］.財(cái)政部門盡量滿足跨期預(yù)算約束，因此在此過程中引起了通貨膨脹，即貨幣政策根據(jù)財(cái)政需求融資而制定從而影響價(jià)格水平.現(xiàn)在，如果貨幣政策占支配地位，央行能獨(dú)立制定政策，將會(huì)對(duì)政府通過貨幣印刷來融資給予約束.因此，財(cái)政整頓是可能的，通脹可以是目標(biāo)制的.所以，在財(cái)政主導(dǎo)的體制中，價(jià)格水平大多受財(cái)政預(yù)算工作的影響.因此，財(cái)政和貨幣政策的相對(duì)主導(dǎo)地位決定了財(cái)政赤字的通脹影響.在發(fā)展中國家，由于財(cái)政的主導(dǎo)地位，以及通過鑄幣稅融資相對(duì)容易，通貨膨脹更多的是一種財(cái)政現(xiàn)象.通脹預(yù)期是基于政府的財(cái)政決策，也有助于通脹［10］.

在我國，有好幾個(gè)其它變量可能影響通貨膨脹.如借貸資金的成本，也就是利率，是成本推動(dòng)型通貨膨脹的重要來源之一.具體來說，張小宇、劉金全測試了我國的費(fèi)雪效應(yīng)，并得出結(jié)論認(rèn)為，利率確實(shí)對(duì)通脹反應(yīng)，但不是一一對(duì)應(yīng)的，實(shí)際利率并不像費(fèi)雪假設(shè)預(yù)測的那樣保持不變［11］.同樣，葛翔宇等［12］，齊楊、柳欣［13］也證實(shí)了國內(nèi)利率是通脹的決定因素.

國內(nèi)外均有大量文獻(xiàn)顯示，貿(mào)易開放度是影響通脹的重要原因之一.國外文獻(xiàn)，如Romer選取114個(gè)國家的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)開放程度與通貨膨脹間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系［14］；Temple通過檢驗(yàn)菲利普斯曲線斜率與貿(mào)易開放度之間的關(guān)系來對(duì)Romer的理論進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果表明兩者間并不存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系［15］.國內(nèi)文獻(xiàn)中，黃新飛運(yùn)用協(xié)整和誤差修正模型進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放度對(duì)通貨膨脹率有顯著的負(fù)向影響［16］；李杰、龐皓通過分析表明貿(mào)易開放度是影響我國通貨膨脹的重要因素［17］.

因此，在建立回歸模型時(shí)，特別強(qiáng)調(diào)財(cái)政赤字的影響，同時(shí)也將引入已有文獻(xiàn)證實(shí)影響通脹的一些重要因素作為自變量.

2　數(shù)據(jù)和模型

2.1指標(biāo)數(shù)據(jù)的選取

本文選取1978—2014年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，共37個(gè)樣本點(diǎn)，選取變量指標(biāo)為

1）通貨膨脹水平（inf）.選取以1978年為基期的定基CPI指數(shù)的環(huán)比增長率來衡量，1978年、1980年、1985年、1989—2014年數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；其余年份數(shù)據(jù)因《統(tǒng)計(jì)年鑒》上缺失，通過《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》獲得.

2）赤字率（def）.以赤字占GDP比重def表示赤字率，數(shù)據(jù)取自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》.

3）名義利率（dep）.用一年期定期存款利率dep代替名義利率變量，1996—2014年數(shù)據(jù)取自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，1978—1995年數(shù)據(jù)因缺失，通過百度①數(shù)據(jù)來源：http://wenku.baidu.com/view/685953156c175f0e7cd137dc.html.獲得.

4）貿(mào)易開放度（open）.以進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重來衡量，相關(guān)數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》.

5）通脹預(yù)期.在通脹決定理論中預(yù)期的作用是公認(rèn)的，意味著價(jià)格上漲產(chǎn)生了對(duì)經(jīng)濟(jì)中價(jià)格進(jìn)一步上漲的預(yù)期.保持將來價(jià)格上漲讓人期待在將來有更高的薪水和名義工資，作為通貨膨脹的補(bǔ)償；制造業(yè)的信貸轉(zhuǎn)移到房地產(chǎn)和股票市場；此外，尋求利潤的代理商在更高的通脹形勢下，為賺取利潤變得更加活躍.因此，非目標(biāo)制的出價(jià)會(huì)給價(jià)格帶來災(zāi)難性的影響.這些預(yù)期可通過因變量，即inf的滯后值來體現(xiàn).

2.2模型

本文的基本回歸模型如下：

ARDL（自回歸分布滯后）方法是一種較新的協(xié)整檢驗(yàn)方法，既適用于模型中的回歸量是純粹I（0）、純粹I（1）的情況，也適用于I（0）與I（1）混合的情況.相較于傳統(tǒng)協(xié)整檢驗(yàn)方法，基于邊界檢驗(yàn)的ARDL模型的優(yōu)點(diǎn)體現(xiàn)在：ARDL方法不需要進(jìn)行指標(biāo)數(shù)據(jù)一階單整性的預(yù)檢驗(yàn)；ARDL過程尤其適用于小樣本情況，估計(jì)的結(jié)果足夠穩(wěn)?。划?dāng)存在內(nèi)生解釋變量時(shí)，由ARDL方法得出的估計(jì)也是無偏有效的.ARDL模型的估計(jì)涉及兩個(gè)階段：

第一步，由邊限檢驗(yàn)法通過計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)ARDL模型的誤差修正式中變量滯后水平項(xiàng)的顯著性，以確定變量間長期關(guān)系的存在性.在模型（1）的基礎(chǔ)上，對(duì)原始數(shù)據(jù)做差分處理，建立進(jìn)行邊限檢驗(yàn)的ARDL（p，q1，q2，q3）模型如下：

其中，β0是漂移項(xiàng)，μt是白噪聲，（p，q1，q2，q3）分別表示inf、def、dep、open的滯后階數(shù).該式中帶求和號(hào)的項(xiàng)是誤差修正的動(dòng)態(tài)調(diào)整，帶θi（i=1，2，3，4）的項(xiàng)是用于判斷長期關(guān)系是否存在.

邊限檢驗(yàn)的原假設(shè)是：變量間不存在長期均衡關(guān)系，即

H0:θ1=θ2=θ3=θ4=0，

備則假設(shè)是：H1:θ1≠0，θ2≠0，θ3≠0，θ4≠0.

該假設(shè)用聯(lián)合顯著的F統(tǒng)計(jì)量判斷，這里的F統(tǒng)計(jì)量服從一個(gè)非標(biāo)準(zhǔn)的分布，同時(shí)由于本文選取的數(shù)據(jù)屬于小樣本，利用本文分析計(jì)算出的F值與Narayan提供的臨界范圍表［18］進(jìn)行比較.判斷規(guī)則是：當(dāng)F統(tǒng)計(jì)量大于臨界值上限時(shí)，拒絕H0；若F統(tǒng)計(jì)量小于臨界值下限，則接受H0；當(dāng)F統(tǒng)計(jì)量處于臨界值上下限之間時(shí)，若變量是I（0），取臨界值下限作為判斷標(biāo)準(zhǔn)，若變量是I（1），取臨界值上限作為判斷標(biāo)準(zhǔn).

第二步，若通過邊界值檢驗(yàn)，表明變量間存在長期關(guān)系，則進(jìn)行估計(jì)長期關(guān)系的系數(shù)值.與長期關(guān)系相聯(lián)系的ARDL-ECM（誤差修正模型）如下式，可用于估計(jì)變量間的短期影響：

其中，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)表示經(jīng)過短期沖擊后向長期均衡調(diào)整的速度.

3　實(shí)證分析

3.1單位根檢驗(yàn)

雖然ARDL方法不要求變量同階單整，但由于Pesaran等人的邊限檢驗(yàn)法所構(gòu)造的F統(tǒng)計(jì)量是基于數(shù)據(jù)的I（0）或I（1）特性，若變量的單整階數(shù)超過1則不能采用該方法.所以在運(yùn)用ARDL方法前，需對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn).利用Stata12.0對(duì)所有指標(biāo)的數(shù)據(jù)序列采用ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（檢驗(yàn)結(jié)果見表1）.由檢驗(yàn)結(jié)果可看出，赤字率def及貿(mào)易開放度open為平穩(wěn)序列；另外兩個(gè)變量無法拒絕存在單位根的原假設(shè)，表明對(duì)應(yīng)的樣本數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，但是一階差分后的序列不存在單位根，所以為I（1）過程.因此，所有變量滿足I（0）或I（1）過程，符合ARDL對(duì)單整階數(shù)的要求.但是，變量單整階數(shù)并不一致，傳統(tǒng)的Eagle-Grager兩步法和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)并不適用，因此使用基于邊界檢驗(yàn)的ARDL模型來進(jìn)行估計(jì).

表1　變量單位根檢驗(yàn)

3.2邊限協(xié)整分析

利用F統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行邊限檢驗(yàn)來判斷變量inft、deft、dept和opent之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系.在進(jìn)行檢驗(yàn)之前，要先確定最優(yōu)滯后階數(shù).通常做法是，先對(duì)各差分變量進(jìn)行充分滯后，即選擇模型可接受的最大滯后階數(shù)，再利用AIC和SBC取最大的原則進(jìn)行篩選.考慮到樣本長度（35個(gè)觀測值），為防止過度參數(shù)化，造成自由度減少，p要足夠??；同時(shí)，為避免殘差自相關(guān)問題，p要足夠大.綜合考慮，確定最大滯后階數(shù)為4，進(jìn)行邊限檢驗(yàn)（檢驗(yàn)通過Microfit4.1軟件進(jìn)行）.F統(tǒng)計(jì)量的值及Narayan（2005）提供的針對(duì)小樣本的臨界值（caseIII，k=3，n=35）如表2所示.可以看出，在1%的顯著性水平下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量大于上臨界值6.845，故拒絕原假設(shè)，即變量inf、def、dep和open之間確實(shí)存在長期協(xié)整關(guān)系.

表2　長期關(guān)系存在的邊限檢驗(yàn)

3.3長期均衡系數(shù)

利用ARDL模型來估計(jì)長期系數(shù).首先限定最大滯后值取4，然后采用SBC準(zhǔn)則確定出最優(yōu)模型為ARDL（1，0，1，2），AIC準(zhǔn)則確定的最優(yōu)模型為ARDL（3，0，0，2），兩個(gè)模型得出的估計(jì)結(jié)果很接近.但ARDL（3，0，0，2）估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.028052，比ARDL（1，0，1，2）估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤差0.029655小.故本文選用AIC準(zhǔn)則確定的ARDL（3，0，0，2）進(jìn)行估計(jì)，長期系數(shù)結(jié)果如表3所示.

表3　ARDL（3，0，0，2）長期系數(shù)估計(jì)

由表3可知，赤字率對(duì)通貨膨脹水平有正的顯著影響，且回歸系數(shù)為0.447727，在3個(gè)長期系數(shù)中最大.一般情況下，赤字的彌補(bǔ)方式?jīng)Q定了財(cái)政赤字是否會(huì)引起通貨膨脹.就短期來說，赤字的債務(wù)化一般不會(huì)引起通脹，而赤字的貨幣化會(huì)立即引起通脹.赤字無論是債務(wù)化還是貨幣化，大量的、持續(xù)地財(cái)政赤字最后總是要通過征收鑄幣稅來彌補(bǔ)，必然導(dǎo)致通貨膨脹的發(fā)生.特別是對(duì)于發(fā)展中國家，由于沒有完善的匯率機(jī)制、發(fā)達(dá)的金融市場，再加上央行的獨(dú)立性不強(qiáng)，赤字的通脹效應(yīng)就更加明顯.由長期系數(shù)的估計(jì)結(jié)果，通脹給予了赤字沖擊以顯著的同向的最大變動(dòng)，這表明在我國通脹的形成中起決定性作用的的確是財(cái)政因素.這與方紅生［5］、董秀良［2］的觀點(diǎn)一致.

名義利率的影響顯著為正，且回歸系數(shù)為0.345.系數(shù)小于1，表明我國存在弱的“費(fèi)雪效應(yīng)”，即我國利率對(duì)通脹反應(yīng)不足，所以我國要控制目前較高的通貨膨脹［10］不能完全依靠利率政策.主要是因?yàn)槲覈书L期高位運(yùn)行，以致大幅調(diào)高利率不太可行.只有結(jié)合貨幣政策、財(cái)政政策，也可適當(dāng)采取行政手段對(duì)價(jià)格進(jìn)行干預(yù)，才能防止通脹的進(jìn)一步惡化.

貿(mào)易開放度對(duì)通貨膨脹率的彈性約為-0.219，這表明加大貿(mào)易開放度有助于降低通貨膨脹率.

3.4短期動(dòng)態(tài)調(diào)整

從短期系數(shù)的估計(jì)結(jié)果（表4）看，統(tǒng)計(jì)上ARDL-ECM模型是極其顯著的.比較各項(xiàng)系數(shù)可知，通貨膨脹的變化主要由自身的滯后項(xiàng)引起，赤字、名義利率、貿(mào)易開放度對(duì)通貨膨脹的影響相對(duì)較小.

通脹的滯后1期、滯后2期對(duì)自身的變動(dòng)存在顯著的正影響，且滯后1期的影響效果大于滯后2期.滯后1期的影響讓人們產(chǎn)生了通脹預(yù)期，隨著預(yù)期的逐漸上升，通脹表現(xiàn)出明顯的慣性.由此可見，要控制通脹，在依靠財(cái)政政策、利率政策的同時(shí)，還必須穩(wěn)定或減弱通脹預(yù)期.可以采取措施是，政府部門在決定實(shí)施一項(xiàng)政策時(shí)，要先宣布一個(gè)合理、確定的通脹目標(biāo)，并努力將通脹水平控制在該目標(biāo)范圍內(nèi).

赤字率對(duì)通脹水平的影響為0.3008，利率對(duì)通脹水平的影響為0.022，赤字率和利率對(duì)通脹的影響都為正，且均小于長期影響；貿(mào)易開放度對(duì)通脹水平有負(fù)向影響，滯后1期的影響顯著.

誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.14692，負(fù)號(hào)表明當(dāng)價(jià)格水平受到一個(gè)外部沖擊后，偏離會(huì)向長期均衡收斂；數(shù)值大小0.14692表明系統(tǒng)向長期均衡方向調(diào)整的速度約為14.7%.

表4　ARDL（3，0，0，2）誤差修正模型結(jié)果

3.5穩(wěn)定性檢驗(yàn)

在得到回歸結(jié)果后，對(duì)回歸模型進(jìn)行了一系列的診斷檢驗(yàn)，結(jié)果見表4.由殘差序列相關(guān)的LM檢驗(yàn)法的統(tǒng)計(jì)量χ2SC（4）的顯著性概率為0.669，表明模型殘差不存在4階序列相關(guān)；Ramsey的RESET檢驗(yàn)的χ2FF（1）顯著性概率為0.955，表明模型設(shè)定無誤；由JB正態(tài)性檢驗(yàn)χ2N（2）的顯著性概率為0.128，表明殘差服從正態(tài)分布；χ2H（1）的顯著性概率為0.084，在5%的顯著性水平下無法拒絕原假設(shè)，即殘差項(xiàng)符合同方差標(biāo)準(zhǔn).可以看出，模型整體是合理的.

接下來采用CUSUM（遞歸殘差累積和）與CUSUMSQ（遞歸殘差平方累積和）進(jìn)行回歸系數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)，以保證模型結(jié)果的可靠性.檢驗(yàn)系數(shù)穩(wěn)定性的結(jié)果見圖1、2，圖中兩條直線均表示5%顯著性水平的邊界線.可以看出在考察期內(nèi)，CUSUM與CUSUMSQ的波動(dòng)均未超出邊界區(qū)間，說明誤差修正模型的所有系數(shù)在5%的顯著性水平上穩(wěn)定可靠.

圖1　CUSUM檢驗(yàn)結(jié)果

圖2　CUSUMSQ檢驗(yàn)結(jié)果

4　結(jié)論

本文用1978—2014年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立ARDL模型進(jìn)行估計(jì)，研究了赤字率、名義利率、貿(mào)易開放度對(duì)通脹的影響.首先由邊限檢驗(yàn)證實(shí)變量間確實(shí)存在長期均衡關(guān)系，再進(jìn)行長期估計(jì)，結(jié)果表明赤字率和名義利率對(duì)通脹有正的影響，同時(shí)貿(mào)易開放度對(duì)通脹有負(fù)向影響.但影響我國價(jià)格水平的主要是財(cái)政因素，貿(mào)易開放度、利率政策影響相對(duì)小些，即我國的通脹主要是一種財(cái)政現(xiàn)象.短期估計(jì)結(jié)果顯示，通貨膨脹的滯后1期、滯后2期對(duì)自身的變動(dòng)存在顯著的正的影響，且滯后1期的影響效果大于滯后2期.誤差項(xiàng)系數(shù)表明，一旦受到外部沖擊后，系統(tǒng)會(huì)以約14.7%的速度進(jìn)行調(diào)整，最后收斂于長期均衡.

基于本文定量分析，我國的財(cái)政預(yù)算不平衡很有可能會(huì)引起通貨膨脹.因此，我國政府應(yīng)優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)、強(qiáng)化預(yù)算監(jiān)督；加強(qiáng)央行的獨(dú)立性，以限制政府為彌補(bǔ)赤字向央行透支；將赤字規(guī)模控制在合理范圍內(nèi).在以財(cái)政政策為主的同時(shí)，結(jié)合利率政策、適當(dāng)加大貿(mào)易開放度，有效管理好通脹預(yù)期，以期實(shí)現(xiàn)我國物價(jià)水平的穩(wěn)定.

［1］許雄奇，張宗益.財(cái)政赤字、金融深化與通貨膨脹——理論分析和中國經(jīng)驗(yàn)的實(shí)證檢驗(yàn)（1978-2002）［J］.管理世界，2004（9）:24-32.

［2］董秀良，帥雯君.中國財(cái)政政策通貨膨脹效應(yīng)的實(shí)證研究［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2013（3）:43-50.

［3］FISCHER S，SATAY R，VEGH C.Modern hyper and high inflations［J］.Journal of Economic Literature，2002，40（9）:837-880.

［4］URIBE M.A fiscal theory of sovereign risk［J］.Journal of Monetary Economics，2006，53（8）:1857-1875.

［5］方紅生，朱保華.價(jià)格水平?jīng)Q定的財(cái)政理論在中國的適用性檢驗(yàn)［J］.管理世界，2008（3）:49-57.

［6］FISHER S，EASTERLY W.The economics of the government budget constraint［J］.World Bank Research Observer，1989，5（2）:127～142.

［7］洪源，羅宏斌.財(cái)政赤字的通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)——理論詮釋與中國的實(shí)證分析［J］.財(cái)經(jīng)研究，2007（4）；85-95.

［8］LEEPER E M.Equilibria under“active”and“passive”monetary and fiscal policies［J］.Journal of Monetary Economics，1991（27）:129-147.

［9］SIMS C A.A simple model for study of the determination of the price level and the interaction of monetary and fiscal policy［J］.Economic Theory，1994，4（3）:381-399.

［10］崔惠民，王書越，馬濤.財(cái)政赤字、通貨膨脹與非李嘉圖制度［J］.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2014（3）；19-25，124.

［11］張小宇，劉金全.非線性協(xié)整檢驗(yàn)與“費(fèi)雪效應(yīng)”機(jī)制分析［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2012（5）；94-99.

［12］葛翔宇，宋志秀，俞凡.利率、匯率、經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹關(guān)系的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2013（9）；149-153.

［13］齊楊，柳欣.利率變動(dòng)與通貨膨脹［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2011（3）；75-79.

［14］ROMER D.Openness and inflation:theory and evidence［J］.The Quarterly Journal of Economics，1993，108（4）:869-903.

［15］TEMPLE J.Openness，inflation，and Phillips curve:a puzzle［J］.Journal of Money，Credit&Banking，2002，34（2）:450-468.

［16］黃新飛.貿(mào)易開放度與通貨膨脹:基于社會(huì)福利的分析框架［J］.南方經(jīng)濟(jì)，2007（2）；67-77.

［17］李杰、龐皓.中國貿(mào)易開放與通貨膨脹持續(xù)性關(guān)系研究［J］.經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2011（6）；59-68.

［18］NARAYAN P K.The saving and investment nexus for China:evidence from cointegration tests［J］.Applied Economics，2005，37（17）:1979-1990.

Impact of Fiscal Deficit on Inflation Based on ARDL Model

LIU Li1，2

（1.Department of Mathematics and Computer，Chizhou College，Chizhou 247000，China；2.School of Statistics and Management，Shanghai University of Finance and Economics，Shanghai 200439，China）

This paper establishes the ARDL（autoregressive distributed lag）model to test long-term and shortterm equilibrium relationship between inflation and deficit rate，the nominal interest rate and trade openness over the period of 1978 to 2014.Bounds test indicates the presence of long-term equilibrium relationship between the level of inflation and the three variables，the estimated coefficients of long-term relationship show that three variables all have a significant impact on the level of inflation，the impact is 0.448，0.345，-0.219 respectively，indicating that fiscal deficit is a major determinant of the price level decision.In the short term，the lag 1 and lag 2 both have a significant positive impact on its own change，and the lagged impact of the one is more than the two.On the basis of our findings of quantitative analysis，to control the inflation，fiscal policy should be oriented，combined with effective management of inflation expectations.

ARDL model；Bounds test；Fiscal deficit；Inflation

F812

A

2095-4476（2016）08-0045-06

2016-07-04；

2016-08-10

池州學(xué)院院級(jí)自然重點(diǎn)項(xiàng)目（2015ZRZ006）；上海財(cái)經(jīng)大學(xué)博士創(chuàng)新基金項(xiàng)目（CXJJ-2015-433）

劉利（1981—），女，湖北天門人，池州學(xué)院數(shù)學(xué)計(jì)算機(jī)學(xué)院講師，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與管理學(xué)院博士研究生，主要研究方向：經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì).

（責(zé)任編輯：饒超）