物价波动对经济增长的效应研究——基于辽宁省1992—2015年数据的实证分析

孙玉环，王建兰

(东北财经大学统计学院，辽宁 大连 116025)

物价波动对经济增长的效应研究
——基于辽宁省1992—2015年数据的实证分析

孙玉环，王建兰

(东北财经大学统计学院，辽宁 大连 116025)

本文基于消费水平在物价波动与经济增长关系中的调节效应，构建误差修正模型，揭示辽宁省消费水平、物价波动、经济增长之间的长期均衡关系及短期动态关系。结果表明：辽宁省近年来物价波幅趋稳，消费水平会影响物价波动对经济增长的作用方向和强度；辽宁省目前居民消费仍以物质型为主，其对经济增长的促进作用不明显；即期物价上涨刺激居民消费，但持续物价上涨抑制居民消费。针对上述研究结论，本文提出调节三者关系、刺激经济增长的均衡策略：正确应用市场调价与政府价格杠杆；刺激消费，转变经济增长方式；缓解物价上涨对低收入群体的冲击。

物价波动；经济增长；消费水平；误差修正模型；调节变量

一、问题的提出

居民消费价格指数(CPI)可有效反映物价波动，其与经济增长的关系一直是学术界讨论的热点问题之一。随着市场化程度的提高，物价水平反映了市场供求，其变动趋势直接影响居民消费行为。我国一直重视通过扩大内需来刺激经济增长，在取得成效的同时，也造成了经济增长结构不合理的局面，这与政府长期忽略以消费拉动经济增长的政策有关，转换经济增长方式势在必行。在1998—2015年，辽宁省物价波动的幅度较小，年均增长率为1.69%，值得关注的是，从2011年开始，物价水平增速连续4年下降，这是由于在2011年上半年，辽宁省采取多种手段调控市场物价，其中，仅价格调节基金便投放7 000多万元。2016年上半年，辽宁省GDP出现负增长，如何在稳定物价的同时刺激经济稳健增长成为政府所面临的难题。

物价波动与经济增长的关系得到学者的广泛关注，关于二者关系的研究成果丰硕。在理论研究方面，Keynes[1]最早将货币与经济增长联系起来，在假定名义工资刚性的前提下，货币政策会影响国家的经济发展。Phillips[2]在Keynes理论的基础上，阐述了失业与工资的关系，提出失业率会对工资产生一种抑制作用，即Phillips曲线。随后，Samuelson和Solow[3]将货币工资增长率用物价增长率替代，阐明了通货膨胀与失业率之间的作用关系，即“物价—失业”Phillips曲线。Okun[4]重点研究了GDP与失业率的相互关系，此即Okun定律。此后，通过Okun定律，学者们普遍习惯使用经济增长率来对失业率进行替代，形成了“物价—产出”Phillips曲线，为学者研究物价波动与经济增长的关系提供了理论基础。在“物价—产出”Phillips曲线的理论基础上，更多的学者倾向对两者之间的关系进行实证研究。从研究结论来看，关于两者之间关系的结论主要呈现出以下三种观点：第一，物价上涨抑制经济增长。魏学辉和李峰[5]认为物价上涨主要在中长期抑制经济增长。第二，物价上涨促进经济增长。薛瑞等[6]认为农村物价波动对经济增长的正向作用比城镇物价波动的作用大。第三，物价波动与经济增长无关联。陈述云和刘带春[7]、徐宪春[8]通过实证研究表明，物价波动与经济增长率在统计学意义上没有显著关联。显然，关于物价波动与经济增长之间关系的研究结论呈现差异化，目前关于这种差异化研究结论的原因缺乏更深入的讨论，这为本文提供了一个切入点。

从研究方法来看，计量经济模型的应用越来越普遍，朱静[9]、王彦彭[10]、廖斌[11]等学者主要通过回归分析、协整分析、Granger因果关系等基本的分析方法来研究两者之间的长期均衡关系。也有少数学者探析变量间的动态联系和非对称效应。魏学辉和李峰[5]采用了结构向量自回归模型，薛瑞等[6]使用了状态空间变参数模型，张东辉和孙华臣[12]采用了TARCH模型。从研究视角来看，大部分学者将物价波动、经济增长与其他因素相结合进行研究。方春树和聂建平[13]、任立民[14]、孟祥兰和雷茜[15]研究了货币供给与经济增长、物价波动之间的关系，戴金平和刘东坡[16]重点关注金融稳定与经济增长、物价波动之间的动态关联性，章晟和李其保[17]、单飞[18]分别从信贷规模、国债的视角出发。也有学者从区域差异视角出发，重点讨论不同地域的物价波动与经济增长作用差异的现象，但关于结合消费水平对经济增长进行的研究目前较少。

综上所述，目前我国学者对“物价—产出”Phillips理论的应用较为广泛，但仍存在不足。一方面，各学者对物价波动与经济增长的影响机制研究没有形成比较完备的体系与一致的结论，各位学者众说纷纭，对结论差异背后的原因缺乏分析。另一方面，在基于区域差异视角的研究成果中，对东北地区的关注较少。目前，辽宁省经济指标低位徘徊，发展形势仍然严峻。鉴于此，本文结合辽宁省CPI与GDP数据，考虑由于调节变量的存在，进而影响物价波动对经济增长的作用强度和方向，在此基础上，应用计量模型，对辽宁省消费水平、物价波动、经济增长之间的关系进行实证分析，为了解辽宁省的经济发展形势提供依据，并以此寻求提高消费水平、稳定物价及刺激经济增长的政策启示。

二、理论假设和研究方法

本文将消费水平作为调节变量，基于辽宁省1992—2015年相关数据，采用误差修正模型分析物价波动与经济增长之间的长期均衡关系与短期动态关系。

(一)理论假设

随着辽宁省经济的发展和市场体系的完善，居民消费水平和物价波动之间的相互关系正在加强。一方面，居民消费水平的提高会促进物价水平上涨，在市场经济条件下，物价水平的高低已经能够基本反映市场中供求关系的变化，在这种条件下，居民消费需求变化会通过影响市场中的供求关系，进而引起物价变动。另一方面，物价水平的上涨会对居民的消费需求造成影响，即价格影响需求。消费和经济增长也存在联系，一直以来，投资、出口、消费被称为促进经济增长的“三驾马车”，消费作为刺激经济增长的重要部分，直接影响国家的经济发展。

调节效应是指在某种因果关系中，由于调节变量的存在，使得解释变量和被解释变量的相关关系受到影响。在本文表现为由于不同消费水平的存在，影响物价波动对经济增长的作用强度和方向。本文的分析基于以下两个理论假定：一是消费是收入的函数，居民手中的财富会直接影响居民的消费行为。当一个国家的消费水平较低时，居民支出很大部分来源于衣食住行等基础消费，拓展空间较大，此时物价上涨，居民手中的现金或银行存款等贬值，使得居民更倾向减少手中持有的货币来避免更多的损失，从而刺激居民的消费需求，即居民的消费倾向上升，储蓄倾向下降。二是对于高消费水平的状态而言，往往很难达到一个更高的层面，当物价持续上涨时，居民购买力下降，为防患于未然，居民会本能地以储蓄代替消费，改变支出结构。这种影响机制主要表现在物价上涨增加了居民预期收入的波动风险[5]，为减少这种不确定性所带来的风险，人们倾向于减少不必要的消费，进而影响GDP绝对值，使经济增长受到影响。

(二)误差修正模型

对于非平稳的时间序列，采用传统的估计方法，可能会导致伪回归。若非平稳序列经过一阶差分变为平稳序列，那么该序列即为一阶单整序列。对于一组非平稳但具有同阶单整的序列而言，若其线性组合为平稳序列，则称该组合序列具有协整关系。对具有协整关系的序列，计算出误差修正项，并将误差修正项的滞后一期看作一个解释变量，连同其他反映短期波动关系的变量一起，便可建立误差修正模型(Error Correction Model，ECM)。

Δyt=β0Δxt+γecmt-1+εt

(1)

三、变量说明和数据来源

(一)变量说明

本文使用居民消费价格指数测度物价波动，使用国内生产总值增长率测度经济增长情况，使用居民消费水平测度辽宁省消费水平，在分析中分别记为CPI、GDPI和CL。

1.物价波动

物价波动情况一般可通过居民消费价格指数、生产价格指数(PPI)及国内生产总值平减指数(GDP Deflator)衡量。本文选取1992—2015年辽宁省居民消费价格指数衡量辽宁省的物价波动情况。为加强变量间的动态关系，实现各指标间的数据可比性，根据环比居民消费价格指数(上年=100)，换算出以1992年为基期的居民消费价格指数(1992年=100)。

2.经济增长

经济增长是指一个国家经济规模和生产能力的扩大水平，可通过国内生产总值增长率来测度。国内生产总值增长率是指GDP的年度增长率，需用按可比价格计算的国内生产总值来计算。本文在计算可比价格的国内生产总值时，以1992年为基期的居民消费价格指数对原始数据进行平减。

3. 消费水平

消费水平是一国在一定时期内用于社会产品和劳务的规模和水平，可用消费的产品和服务的数量和质量反映。本文选取居民消费水平来衡量辽宁省的消费水平。该指标按国内生产总值口径统计，即依据包括劳务消费在内的总消费进行计算。

(二)数据来源

本文各指标数据来源于辽宁省统计局及中经网数据库。需要说明的是，为加强变量间的动态关系，实现各指标间的数据可比性，根据环比居民消费价格指数(上年=100)，换算出以1992年为基期的居民消费价格指数(1992年=100)，并对含有价格因素的指标进行平减。同时，为消除异方差的影响，对居民消费水平指标数值取对数，记为LNCL。

四、变量检验

时间序列变量在建模过程中，如果原序列非平稳，直接估计可能会出现错误推断。协整分析可有效检验非平稳且同阶单整序列之间的长期均衡关系。同时，为有效分析消费水平、物价波动、经济增长之间的因果关系，并阐明消费水平在物价波动与经济增长之间的调节效应，本文分别进行Granger 因果关系检验和调节效应检验。

(一)变量的平稳性检验

对于时间序列变量，为保证其能够满足计量模型的要求，需对所选取的各个变量进行平稳性检验。通常，平稳性检验方法有迪基—富勒检验(DF)和增广迪基—富勒检验(ADF)等。本文使用ADF检验，即判断序列是否有单位根，如果检验结果表明存在单位根，那么该序列为非平稳序列。记{yt}为一个时间序列，原假设为{yt}非平稳。CPI、GDPI和LNCL的一阶差分分别记为DCPI、DGDPI和DLNCL，检验结果如表1所示。

表1 单位根检验结果

注：第二列检验类型(c,T,L)中，c表示截距项，T表示趋势项，L则为滞后项。其中，L根据SIC准则由系统自动确定。***表示在1%的显著水平下平稳，**表示在5%的显著水平下平稳。下同。

观察表1可知，变量CPI、GDPI和LNCL均有单位根，即都为非平稳序列，但其一阶差分(除DLNCL外)均在1%的显著水平下是一阶单整变量，LNCL的一阶差分在5%的显著水平下为一阶单整变量。由此可见，变量CPI、GDPI和LNCL同阶单整，符合进行协整检验的前提。

(二)变量的长期均衡关系检验

在某些经济变量中存在着一种长期均衡关系，不会被经济系统中其他因素所破坏，如果这种关系在某个时期或某个时点受其他因素的干扰而偏离其均衡点，则均衡机制会在下一期将其调整，使其保持均衡状态。假设变量y与x有长期均衡关系，则可表示为式(2)。

yt=α+β0xt+εt

(2)

式(2)表明，对于特定xt，yt的真实值始终围绕α+β0xt波动，这意味着yt的这种波动具有短期性。长期均衡关系存在的假定是εt为平稳序列，故长期均衡关系的检验可以转化为对随机扰动项的平稳性检验。

长期均衡关系存在的前提是各变量均为同阶单整。表1结果表明以上变量均为一阶单整，因而符合协整检验的前提。本文协整检验采用EG(Engle-Granger)两步法，将GDPI作为被解释变量，CPI及LNCL作为解释变量，构建基于OLS的多元线性回归，并对回归模型中的残差项进行ADF检验，如果残差序列不存在单位根则说明上述变量存在协整关系，检验结果如表2所示。

表2残差单位根检验结果

通过表2的检验结果可知，回归模型中的残差序列在5%的显著性水平下平稳，即变量间存在长期均衡关系，居民消费价格指数、居民消费水平和GDP增长率具有协整关系。

(三)Granger 因果关系检验

Granger因果关系检验由Granger[19]提出，他将这种因果关系界定为“依赖于使用过去某些时点上所有信息的最佳最小二乘预测的方差”。两个时间序列变量X、Y之间的Granger因果关系表现为：如果在考虑时间序列X、Y的过去信息的基础上，对变量Y的解释效果要远远好于只考虑Y的过去信息的情形，那么认为变量X可以解释Y的变化趋势，即变量X是导致变量Y变化的Granger原因，检验结果如3所示。

表3 LNCL、CPI和GDPI的Granger因果关系检验结果

注：*、**和***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平下拒绝原假设。

表3的检验结果表明，LNCL不是GDPI的Granger原因，而GDPI是LNCL的Granger原因；CPI和GDPI互为Granger原因；CPI和LNCL互为Granger原因。

(四)调节效应检验

为进一步阐明三者之间的作用机制，本文基于理论假定，对消费水平进行调节效应的检验。对于连续变量，调节效应分析使用层析回归技术，通常要将自变量和调节变量做中心化变换[20]。对于因变量Y、自变量X、中介变量M而言，分别估计下列模型：

Y=aX+bM+ε

(3)

Y=α0+aX+bM+cX·M+ε

(4)

其中，c衡量了调节效应的大小，自变量X对因变量Y的影响为a+cM，即调节变量会影响自变量对因变量的作用方向及作用程度。表4为式(3)和式(4)的检验结果。需要注意的是，式(3)中因为做过中心化变换，所以截距项为0；式(4)中由于存在交互项，不是中心化变量，所以含有截距项。

表4 消费水平的调节效应检验结果

注：括号内为t值(下同)，*、**和***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平下拒绝原假设。

时，a+cM项系数为负，即物价水平上涨显著抑制经济增长，且消费水平越高，抑制作用越强。显然，检验结果符合本文做出的假定：由于消费水平不同层次的存在，进而影响物价波动对经济增长的作用强度与方向。

五、模型的结果与分析

从上文的变量检验中可知消费水平、物价波动、经济增长之间的因果关系及长期作用机制，基于此分析，设定误差修正模型以探索三者之间的短期修正机制。

(一)初始模型的设定

将GDPI作为被解释变量，CPI和LNCL作为解释变量，初步构建误差修正模型式(5)。

ΔGDPIt=β0ΔCPIt+β1ΔLNCLt+γecmt-1+εt

(5)

其中，ecmt-1为前一期的非均衡误差，εt为随机扰动项，模型结果如表5所示。

表5 GDPI、CPI和LNCL的模型估计结果

变 量回归系数标准误p值LNCL0 78(0 15)5 350 89CPI-0 08(-1 26)0 060 22Ecm(-1)-0 17(-0 81)0 210 43R20 20—— R20 12——DW值-1 38——

(二)模型优化

鉴于Granger因果关系检验的结果，认为LNCL不是GDPI的Granger原因，故本文对GDPI、CPI和LNCL重新设定模型。

1.CPI对LNCL的影响模型

将LNCL作为被解释变量，CPI作为解释变量，构建误差修正模型式(6)。

ΔLNCLt=β0ΔCPIt+γecmt-1+εt

(6)

其中，ecmt-1为前一期的非均衡误差，εt为随机扰动项。对模型(6)的残差序列进行自相关检验，根据DW检验结果，DW值为0.44，残差序列存在自相关，故在上述模型中加入LNCL和CPI的前一期值。模型重新表示为式(7)，得到的结果如表6所示。

ΔLNCLt=β0ΔCPIt+β1ΔCPIt-1+γecmt-1+ΔLNCLt-1+εt

(7)

表6 CPI和LNCL的模型估计结果

辽宁省的居民消费水平受到物价波动的影响，两者呈现正相关关系，即物价水平越高，辽宁省居民消费水平越高。此外，不仅是当期价格影响居民的消费水平，居民的消费水平也会受到前期价格水平的影响，显然，前期价格水平也会影响居民预期，从而影响居民消费行为，值得注意的是，两者呈负相关关系。综上表明，即期价格上涨，会刺激居民消费水平的提高，但物价水平的持续上涨对居民消费水平具有抑制作用，这种抑制作用通过前一期的物价水平表现出来。

Ecm(-1)系数为正，且在统计意义上显著，说明了所建立关系中修正机制的显著性。即使t时刻居民的消费水平发生显著的变化，前一期的非均衡误差也会对其进行调整。因为ecmt-1>0，所以有γecmt-1=ΔLNCLt=LNCLt-LNCLt-1<0。居民消费水平的值将小于其前一期值，以此来调整前一期的正偏差。

2.CPI对GDP增长率的影响模型

将GDPI作为被解释变量，CPI作为解释变量，构建误差修正模型式(8)。

ΔGDPIt=β0ΔCPIt+γecmt-1+εt

(8)

其中，ecmt-1为前一期的非均衡误差，εt为随机扰动项，估计结果如表7所示。

表7 CPI、GDP和GDPI的模型估计结果

变 量系 数标准误p值CPI-0 08(-2 07)0 040 05Ecm(-1)-0 07(-0 45)0 150 66R20 16—— R20 12——DW值1 33——

六、结论与建议

本文结合1992—2015年辽宁省居民消费价格指数、居民消费水平和GDP增速等相关数据，对辽宁省消费水平、物价波动、经济增长三者间的关系进行了实证分析。通过引入调节变量“消费水平”，进一步阐述物价波动与经济增长之间的联系，得出如下结论：

第一，消费水平影响物价波动对经济增长的作用方向及强度。当消费水平较低时，调节项系数为正，物价水平上涨刺激经济增长；当消费处于较高层次时，调节项系数为负，物价上涨显著抑制经济增长。具体而言，消费水平影响物价波动对经济增长的作用强度和方向，当一个国家(地区)的消费水平较低时，基础消费占比较大，物价上涨并不会使居民减少必要的消费，相反，此时物价上涨，为较少货币贬值的风险，居民倾向消费；对于高消费水平的状态而言，如果物价长期上涨，消费能力相对减弱，为防患于未然，居民倾向减少不必要的消费，且消费水平越高，抑制作用越强。

第二，居民消费水平对经济增长的促进作用不明显。基于辽宁省的数据，居民消费水平在统计学意义上对经济增长的促进作用不明显。作为拉动我国经济增长的“三驾马车”之一，居民消费理论上应该成为拉动经济增长的重要力量，但长期以来，辽宁省经济发展结构不合理，消费需求刺激较为疲软，由此看来，辽宁省刺激经济发展的方式需进行转变，在继续刺激需求的同时，供给侧改革势在必行。

第三，物价波动和居民消费水平具有动态效应。Granger因果关系检验表明，CPI和LNCL互为Granger原因。此外，基于物价波动和居民消费水平的实证分析，物价波动和居民消费水平具有长期均衡关系，同时，不仅是当期物价水平影响居民的消费水平，居民的消费水平也会受到前期物价水平的影响。值得注意的是，即期物价水平和居民消费水平呈正相关关系，而前期物价水平和居民消费水平呈负相关关系。综上表明，即期物价上涨，会刺激居民消费水平的提高，但物价水平的持续上涨对居民消费水平具有抑制作用，这种抑制作用通过前期的物价水平表现出来。这是因为，在即期物价水平上涨的情况下，居民为预防货币贬值所带来的风险，倾向于减少手中所持货币，但是，持续的物价水平上涨会造成居民消极的消费心理，进而抑制居民消费行为，不利于经济发展。

基于上述结论，结合我国整体经济形势以及辽宁省的当前经济环境，对辽宁省如何提高居民消费水平、稳定物价以及刺激经济增长，提出如下建议：

第一，正确应用市场调价与政府价格杠杆。辽宁省1993—2015年的年均GDP增长率为10.51%，然而从2010年以来，GDP增速呈下降趋势，现今保增长成为一个难题。GDP增长率受到物价波动的影响，因而使物价水平保持稳定是政府工作需要努力的方向。首先，既要对市场生产者的市场定价权进行保护，又要对市场价格垄断行为及价格欺诈等行为进行管制。其次，为引导产业优化，要继续对行政事业性和经营服务性收费体系进行完善，实行差别化的收费政策，逐步淘汰落后的生产体系，促进经济高质量增长。最后，彻底整顿价费环境，规范涉企收费，打造一个公平、公正、合理、高效的价费体系，减轻企业以及社会的负担，塑造勃勃生机、稳健良好的企业发展环境，以期吸引更多的企业来辽宁省发展投资，进而带动辽宁省的经济发展。

第二，刺激消费，转变经济增长方式。目前，辽宁省经济结构中储蓄和投资比重较高，而消费比重过低，储蓄率和投资率的快速上涨使得产能迅速扩张，但居民的消费需求得不到有效的刺激，难以保障扩张的持续。具体而言，政府应改善支出结构，对医疗、社会保障等公共服务加强关注，为居民提供一个更加完善的消费环境，在医疗保险方面，政府要加大医疗保险异地就医结算政策的推广力度。此外，辽宁省应鼓励合格民间资本、国内外银行业机构以及互联网企业建立消费金融公司，刺激个人消费，拉动生产者销量，从而带动相关产业成长，以促进辽宁省经济发展由“投资”驱动转型为“消费”驱动。

第三，缓解物价上涨对低收入群体的冲击。为促进居民消费水平的提高，除对物价长期上涨的现象进行调控外，政府还应切实保障低收入群体的生活。一方面，建立动态的保障体系。物价的波动影响到居民生活的各个方面，物价上涨幅度过大，给低收入群体及农村消费群体带来极大的生活负担，政府应该确保该部分人群的正常生活水平，当物价因素对该部分人群的正常生活造成较大的冲击时，应及时采取调整社会保障标准、发放临时补贴等措施，确保低收入群体正常的生活水平。另一方面，相对于城镇居民而言，农村居民的消费需求的收入弹性更高，因而政府可以采取相应的财税措施，刺激其消费需求，例如：适当增加对农村基建的财政支出，以改善辽宁省农村的交通通讯、水电等，以及对农村企业实行税收优惠等。

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(责任编辑：邓 菁)

2016-12-10

孙玉环(1970-)，女，黑龙江牡丹江人，教授，博士，主要从事宏观经济统计、数据质量核查等方面的研究。E-mail:yhsun602@126.com王建兰(1994-)，女，山西吕梁人，硕士研究生，主要从事宏观经济统计研究。E-mail: wjl0403@163.com

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