俞海波　涂序平　洪风华

摘 要：经济增长与物价稳定是宏观调控的两个重要目标，无论是从经济学角度，还是从我国经济发展的实践来看，通货膨胀与经济增长之间都存在着密切的关系。本文利用2003年-2011年的季度数据，对通货膨胀与经济增长的相关性进行一系列实证分析。实证结果表明：我国通货膨胀与经济增长之间存在双向的格兰杰因果关系，且呈现长期均衡短期波动的相关性。

关键词：通货膨胀；经济增长；单位根检验；协整检验；格兰杰因果检验

一、文献综述

国外学者对通货膨胀与经济增长之间相关性的研究，存在两种具有本质差别的认识和观点。一种是以Fischer（1983，1991，1993）和Barro（1995，1996）等人为代表的研究，认为通货膨胀与经济增长之间存在负相关关系。Arato，Hiroki（2008）通过研究表明，在模型的平衡增长曲线中，由于平均的价格涨幅抵消了货币摩擦对经济增长带来的消极影响。另一种观点则否认或者不支持“低通货膨胀是快速经济增长的一个重要条件”。Apergis N（2004）使用OECD国家合成数据，一方面证实了通货膨胀不确定性对通货膨胀的正效应，另一方面证明产出增长对通货膨胀不确定性具有正的影响。国内学者对中国经济运行过程中出现的通货膨胀与经济增长的相关性，也进行了大量的研究：张海燕、刘盈（2008）发现我国自20世纪90年代以来通货膨胀与经济增长之间有着非常显著的相互的正向影响关系，而经济波动与通货膨胀之间并没有直接的影响关系。王智勇（2008）通过研究两者之间存在较为密切的关系，过快的经济增长率将诱发通货膨胀的危险，并建议中国经济增长应改变以投资扩张为主导的经济增长方式。

综上不难发现，不同学者、不同时期的研究所得的结果有着一定程度上的分歧，其主要原因有两个：一是选择的变量与模型不一致；二是数据样本期不同。从研究方法上看，除了理论上的推导与阐释之外，许多文献利用统计数据进行了实证分析。

二、实证检验

1.数据的选取及处理

本文采用2003年-2011年期间CPI变化率和GDP增长率的季度数据，共36组，对我国通货膨胀与经济增长之间的内在相关性进行实证检验。

为了减少数据处理过程中可能产生的误差，在进行相关计量检验前，对所采用的两组金融数据进行季度调整和对数化处理，笔者以CPI、GDP代表CPI变化率及GDP增长率的原始数据，以CPISA、GDPSA代表经过季节调整后的数据，以LNCPI、LNGDP代表变量的自然对数形式。数据的具体处理过程如下：在原始数据GDP、CPI的基础上分别加100%，得到GDP*、CPI*；运用X-11季节调整法，采取乘法调整方式，对GDP*、CPI*进行季节调整，得到季节调整后的数据GDPSA*、CPISA*；然后将GDPSA*、CPISA*分别除以100%，得到GDPSA、CPISA，最后对GDPSA、CPISA取对数，得到最终用于实证检验的LNCPI、LNGDP。

2.单位根检验

为了对CPI变化率与GDP增长率进行计量分析，需要分别对这两组时间序列进行稳定性检验，本文使用ADF检验（检验结果见表1）。由表1可以看出，LNCPI、LNGDP的ADF检验值均大于1%显著水平下的临界值，因此，这两组时间序列的原序列不能拒绝原假设，结果表明其单位根的存在，故原序列为非平稳时间序列。而LNCPI、LNGDP的一阶差分序列的ADF检验值同样大于1%显著水平下的临界值，故可判断其为非平稳时间序列。对LNCPI、LNGDP的二阶差分序列进行进一步检验，发现其ADF检验值均小于1%显著性水平的临界值，可拒绝原假设，因此，这两组二阶差分序列不存在单位根，为平稳时间序列。由此，可判断LNCPI、LNGDP是二阶段平稳性数据，即意味着它们之间具备了存在协整关系的可能性。

3.格兰杰因果检验

利用EVIEWS5.0，对LNCPI与LNGDP之间是否存在因果关系进行格兰杰检验，滞后阶数取2（检验结果见表2）。从检验结果中可以看出，在5%的显著性水平下，拒绝“LNGDP不是LNCPI的格兰杰原因”的原假设，同时也拒绝“LNCPI不是LNGDP的格兰杰原因”的原假设。所以，可以认为LNGDP与LNCPI之间存在双向的格兰杰因果关系，这意味着通货膨胀与经济增长之间有着较显著的相互影响作用。

4.协整检验

对于非平穩时间序列相互之间稳定性的度量，可以用协整检验来反映。本文采用Johansen（1988，1991）提出的协整检验方法来检验LNCPI、LNGDP之间的协整关系。根据AIC准则，将自回归阶数确定为2，由于各个变量具有较明显的确定性趋势，因此将协整方程设定为含截距项（检验结果见表3）。

方程（1）表明了我国经济发展中，通货膨胀和经济增长之间存在的长期均衡关系，且呈现正相关性。括号内的数字0.20155为协整方程系数的标准差，通货膨胀率对经济增长率的长期均衡弹性系数为1.093746，即经济增长率每增加1个单位，相应地，通货膨胀率也将增加1.093746个单位；反之，经济增长率对通货膨胀率的长期均衡弹性系数为0.914289（1/1.093746），即通货膨胀率每增加1个单位，相应地，经济增长率也将增加0.914289个单位。

三、结论

本文以2003年第1季度至2011年第4季度的统计数据为基础，采用协整检验、格兰杰因果检验，并构建误差修正模型对通货膨胀和经济增长的相关性进行了实证研究，分析得到以下结论。（1）通过ADF单位根检验及协整检验可知，LNCPI、LNGDP之间存在协整关系，这意味着它们之间存在长期均衡关系，且呈现正相关性。（2）从格兰杰因果检验结果可以看出，通货膨胀与经济增长之间存在着较为密切的因果关系，且为通货膨胀与经济增长之间的双向因果关系，即意味着通货膨胀与经济增长的相互影响作用较显著。适度（“适度”范围为4.5%-5.5%。）的通货膨胀可以推进经济增长，但过快的经济增长也将导致跟进的通货膨胀。由于经济增长是通货膨胀的格兰杰原因，即经济增长将刺激通货膨胀，因此，倘若要有效控制通货膨胀，那么对于经济增长速度的适当控制也就成为必要手段之一。尤其在投资效率不高的前提下，适当地控制投资增长规模，努力提高投资效率，将成为今后中国经济发展过程中防止高通货膨胀的有效措施之一。

综上所述，在强调经济又好又快发展经济的同时，同样需要注意和防范通货膨胀问题。在当前全球金融危机的宏观大背景下，为了振兴国内市场，刺激消费需求，国家宏观调控大力采取积极的财政政策和货币政策。毋庸置疑，积极的宏观政策在这一非常时期是很有必要的。但与此同时，也不可在追求经济复苏的目的下，盲目追逐高经济增长率，忽视通货膨胀隐患，以免通货膨胀甚至是恶性通货膨胀的出现扰乱正常的社会经济秩序。

参考文献：

[1]王智勇.中国的经济增长与通货膨胀（1981-2003）[J].山东社会科学，2008（1）：93-98.

[2]张海燕，刘盈.通货膨胀与我国经济增长及波动的相关性分析[J].长春工业大学学报（自然科学版），2008（3）：292-297.

[3]Arato， Hiroki. Long-run relationship between inflation and growth in a New Keynesian framework[J].MPRA Paper，2008，11.

[4]Apergis N.Inflation，output growth，volatility and causality：evidence from panel data and the G7 countries[J].Economics Letters，2004，83：185-191.

[5]Fische and Stanley. The Role of Macroeconomic Factors in Growth[J]. NBER Working Paper.，1993.

作者简介：俞海波（1993- ），男，浙江绍兴人，嘉兴学院数理与信息工程学院2012级数学121班学生；涂序平，男，江西南昌人，嘉兴学院商学院讲师，研究方向：证券投资及基金；洪风华（1993- ），女，浙江义乌人，嘉兴学院商学院2012级金融121班学生