理论探索
CONTEMPORARYECONOMICS
存货投资与
经济周期关系研究
———以绍兴市为例
○丁鸣
（中国人民银行绍兴市中心支行浙江绍兴312000）
【摘要】本文根据协整理论，在2006年1月到2009年2
月的区间内，针对绍兴市中支工业监测企业，对存货投资、物价和经济增长的关系进行了实证研究。结果表明：长期内，存货与物价及经济增长间有着稳定的均衡关系，存货变动略领先于物价及经济增长；短期内，物价及经济增长对存货变动反映的敏感性较低。
货周期，把经济衰退称为存货衰退。
受次贷危机等因素影响，经济增长压力已越来越大，经济的运行越来越复杂，正确把握下一阶段的经济走势也变得越来研究存货投资与经济周期的关系或许越困难。在这种情况下，
可以使我们在存货变动中获得对经济状况的正确判断。
一、指标与区间的选取
我们以绍兴市为对象，选取从2006年1月到2009年2月的月度数据进行分析。同时，由于统计局的工业企业存货数据仅为产成品存货，而不包括原材料和在产品，所以我们以人行工业监测企业存货余额（inv）反映企业的存货投资状况，以其每月的产值（prd）来代表经济增长情况。由于选择的对象是工业企业，所以我们以工业品出厂价格指数（ppi）环比来代表物价变化。
二、协整关系分析
我们首先对inv和prd进行对数处理，得到lninv和lnprd变量，并以这两个变量进行协整分析。单位根检验发现lninv、lnprd和ppi都是一阶单整序列，可以进行协整检验。
【关键词】存货投资经济周期协整误差修正模型作为经济增长三驾马车之一，投资的作用一直被人们所重视。然而在投资中，经济学家往往对固定资产投资较为关注，而对存货投资却相对忽视。原因主要在于固定资产投资占投资总额的比重较高，因而经常被认为可以基本反映投资对经济运行的作用。而存货虽然在投资及经济中的占比较小（如我国2005年存货投资占GDP的比重仅1.1％），但有研究表明，存货投资与经济运行之间存在着较为有规律的变动关系。这即使不能说占GDP比重如此之小的存货投资对经济运行有多大的影响力，但也至少可以说明，存货投资的变动中包含着经济运行的重要信息。正因为如此，部分经济学家甚至把经济周期称为存
《当代经济》2009年7月（下）
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理论探索
CONTEMPORARYECONOMICS
1、协整检验（1）存货与产值之间
为了解存货对经济增长影响的时滞，我们分别选取存货投资0、-1、-2期的数据进行协整检验，分别表示存货即期、领先1、2期对经济的影响。以lnprd为因变量，lninv为自变量进行最小二乘回归，提取残差序列进行ADF检验，结果如表1。
表1
存货、产值回归残差序列ADF检验结果
阶数0
-1
-2
结果
t
Prob.
t
Prob.
t
Prob.
-5.0338940.0002-5.2867920.0001-4.7766580.0005
从表1可以看到，所有结果的t检验在5％的显著性水平上均统计显著，但-1期的结果最好。这表明存货的变动对即期的产值水平即产生影响，但对1期后的产值影响最大。可见，存货投资与经济增长具有长期的均衡关系，而且存货投资水平的变动略领先于经济增长，领先期平均为1期（1个月），期限较短。其协整模型如下：
Inprd=-0.5855+0.9766×lninv（-1）
（1）
（-0.5019）（3.0829）R2＝0.292388，F=14.46213
模型（1）的R2较小。对此，我们缩小样本区间，去掉2008年7月以后由于次贷危机影响加剧等原因而造成原油、铜等大宗商品价格大幅波动的时间段。之所以这么操作是因为上游原材料价格如此前所未有的波动，对实体经济各层面的影响或干扰都是超乎寻常的，这可能使存货与经济之间的关系失真。在这一新区间内，对存货与产值重新进行协整检验，残差的ADF检验如表2。
表2
存货、产值回归残差序列ADF检验结果表（小样本区间）
阶数0
-1
-2
结果
t
Prob.
t
Prob.
t
Prob.
-5.1222380.0002-5.5163830.0001-5.0958200.0003
从表2可见，与原大样本区间相同，虽然所有结果的t检验在5％的显著性水平上均统计显著，但-1期的结果最好。滞后一期的存货与产值间存在协整关系，协整模型为：
lnprd=-3.2413+1.5757×lninv（-1）
（2）
（-2.2131
）（4.8362）R2＝0.455134，F=23.38878
与模型（1）相比，模型（2）不但R2值大大提高，达到了0.46，存货项的系数也明显较高。说明去年下半年以来，大宗商品价格的大幅波动对存货与产值之间关系的扰动是比较大的。在经济平稳期，存货与产值间的关系不但更为稳定，存货对产值变动的影响力也更大。
（2）存货与物价之间
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《当代经济》2009年7月（下）
同样，为了解存货对物价影响的时滞，我们也分别选取存货投资0、-1、-2期的数据进行协整检验。以ppi为因变量，以lninv为自变量进行最小二乘回归，结果如表3。
表3
存货、物价回归结果表
阶数0-1-2常数项107.1191108.6263110.15（24.97677）（24.90804）（24.80705）存货项系数
-1.52511-1.85744-2.19695（-1.61701）（-1.93461）（-2.24478）R20.0677130.0966040.129077F
2.614715
3.742705
5.039024
提取残差序列进行ADF检验，结果如表4。
表4
存货、物价回归残差序列ADF检验结果表
阶数0
-1
-2
结果
t
Prob.
t
Prob.
t
Prob.
-2.7976410.0064-2.7587470.0072-2.7050350.0083
比较以上两表可以看到，在残差ADF检验表中，所有结果t检验值均显著，0期的结果最好。但在最小二乘回归结果中，只有-2期存货项系数统计显著（5％显著性水平上）。所以，综合考虑后我们取-2期协整模型。它表明，存货投资与物价变动存在长期的均衡关系，且存货投资水平的变动略领先于物价，领先期平均为2期（2个月）。其协整模型为：
Ppi＝110.15-2.197×lninv（-2）
（3）
（24.81）（-2.24）R2＝0.129077，F=5.039024
可见，虽然较为微弱（R2值较小），但存货投资与物价之间仍存在着一定的负向变动关系。存货投资水平上升1个百分点，将使工业品出厂价格下降2.197点。与物价之间的负相关关系表明了存货投资与实际利率存在正相关关系。这在一定程度上说明绍兴市企业不存在资产结构效应，企业不会根据实际利率的上升，将存货变现，进而加大金融资产头寸。
由于模型的R2较小，所以我们采用与上文存货与产值间检验相同的方法，去掉2008年7月以后的区间重新进行协整检验。结果发现，虽然存货0-2期的最小二乘回归残差序列单位根检验均显著，但回归系数t检验却均不显著。可见，在新的区间内，检验结果比原区间差。这说明和存货与产值之间的关系相反，在价格大幅、快速回落的时期，存货与物价的关系反而比价格平稳期更强。其原因可能在于：信号作用明显。价格平稳或小幅、缓慢下跌时（价格上升时亦然），由于价格进一步走势并不明朗，市场各方对价格走向的预期存在较大差别，预期价格回升的力量和预期价格继续下跌的力量在很大程度上可相互抵消。这使企业的存货行为更多地受其他因素影响，而受价格
的影响较小。但在本次上游产品价格大幅、快速回落时，信号作用十分明确，市场各方对价格进一步走势的看法也相对一致。这样，企业的存货行为及对产品的定价都较快地反映了上游产品价格的这一变动，使存货与物价之间的变动关系显得更强。
2、建立误差修正模型
由于存货投资与产值及物价均存在协整关系，故可建立误差修正模型。误差修正模型将因变量的短期波动分为两部分，一部分为自变量的短期波动，另一部分为变量间的长期均衡关系（以ecm，
即误差修正项表示）。根据上文的协整检验，建立了误差修正模型，如表5。
表5
误差修正模型表
模型c存货ecmR
2
F
（4）产0.040062-1.4095600.905487值0.816311-0.747199
0.0002
0.49116512.54856（5）
物0.051693-8.2561420.367187价
0.436876
-1.9062082.786223
0.2388255.02013
根据模型（4），长期均衡关系对产值短期调整的影响是显著的，对偏离长期均衡的调整速度为0.91，力度较大，说明存货与产值之间的长期均衡关系对产值短期的调整有较大影响。存货的调整对短期产值的调整统计不显著，且其系数为负，说明短期内产值对存货的变化并不敏感，两者的变动方向甚至可能相反，存货投资甚至有可能出现逆周期的特性。
根据模型（5），长期均衡关系对物价短期调整的影响是显著的，对偏离长期均衡的调整速度为0.37，虽低于产值，但力度也相对较大，说明存货与物价之间的长期均衡关系对物价短期的调整有一定影响。存货调整对短期物价的调整统计不显著，说明短期内物价对存货的变化并不敏感。同时其系数为负，说明企业存货的调整与物价呈负相关关系，与实际利率呈正相关关系。这与上文协整检验结论一致。
三、结论
从长期来看，存货投资与经济增长有着稳定的均衡关系，存货投资总体表现为顺周期特性，且其变动略领先于经济增长，在一定程度上可将其看作经济运行的先行指标。特别是在经济运行较为平稳时，两者之间的关系不但更为稳定，存货对经济增长的影响力也更大。
从短期来看，存货投资的变动不但不会引起经济的敏感性波动，甚至还可能存在逆周期特性。
在长期内，存货投资与物价之间有着负向均衡关系，所以与实际利率之间有着正向均衡关系。而在价格大幅、快速回落时，这一关系表现得更为明显。说明企业的存货投资行为不存在资产结构效应，进行库存决策时，企业更多考虑的是生产经
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CONTEMPORARYECONOMICS
营因素，而不是利率及物价因素。而在短期内，物价对存货投资变动的反映不敏感。
附：本文所用数据
时间存货产值PPI（环比）时间存货产值PPI（环比）2006-177.6228.7699.972007-886.04353.1499.82006-279.6755.74100.412007-991.73445.0999.82006-378.5193.22101.142007-1094.67483.12100.122006-479.27128.27
100.252007-1195.25530.83100.552006-578.35172.5100.362007-12100.48602.49
100.082006-678.76210.61100.352008-1104.9153.92100.82006-7
80.48247.45101.212008-2110.63
95.86
100.212006-880.84283.28100.632008-3108.99156.15100.242006-980.98320.84100.72008-4109.02223.92100.872006-10
84.5
361.11100.242008-5114.28
302.4
100.662006-1186.03401.09100.562008-6117.52370.48102.152006-1285.86447.98100.542008-7115.99434.73101.322007-184.0534.2899.782008-8111.39473.59100.192007-283.7467.3199.882008-9
116.18528.49
99.672007-386.15106.9999.882008-10117.69582.6798.872007-485.72148.3100.42008-11114.98630.06972007-586.29196.96101.032008-12111.32687.8398.12007-686.26
261.18
100.712009-1113.3844.999.182007-7
87.04309.56
99.72
2009-2
112.73
90.96
99.77
参考文献】
[1]Tatom、JohnA：InventoryInvestmentintheRecentRecessionandRecovery[J].FederalReserveBankofST.Louis1977.[2]Dimelis、SophiaP：InventoryInvestmentOvertheBusinessCy-cleintheEUandUS[J].Int.J.ProductionEconomics712001.[3]Bils、Mark、Kahn、JamesA：WhatInventoryBehaviorTellsUsAboutBusinessCycles[J].AmericanEconomicReviewVol.2000
（3）.
[4]易纲、吴任昊：论存货与经济波动（上、下）[J].财贸经济，2000
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题探索，2003（2）.
[7]庄雯、彭艳艳：我国存货与经济波动研究[J].价值工程，2005
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《当代经济》2009年7月（下）
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———以绍兴市为例
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【摘要】本文根据协整理论，在2006年1月到2009年2
月的区间内，针对绍兴市中支工业监测企业，对存货投资、物价和经济增长的关系进行了实证研究。结果表明：长期内，存货与物价及经济增长间有着稳定的均衡关系，存货变动略领先于物价及经济增长；短期内，物价及经济增长对存货变动反映的敏感性较低。
货周期，把经济衰退称为存货衰退。
受次贷危机等因素影响，经济增长压力已越来越大，经济的运行越来越复杂，正确把握下一阶段的经济走势也变得越来研究存货投资与经济周期的关系或许越困难。在这种情况下，
可以使我们在存货变动中获得对经济状况的正确判断。
一、指标与区间的选取
我们以绍兴市为对象，选取从2006年1月到2009年2月的月度数据进行分析。同时，由于统计局的工业企业存货数据仅为产成品存货，而不包括原材料和在产品，所以我们以人行工业监测企业存货余额（inv）反映企业的存货投资状况，以其每月的产值（prd）来代表经济增长情况。由于选择的对象是工业企业，所以我们以工业品出厂价格指数（ppi）环比来代表物价变化。
二、协整关系分析
我们首先对inv和prd进行对数处理，得到lninv和lnprd变量，并以这两个变量进行协整分析。单位根检验发现lninv、lnprd和ppi都是一阶单整序列，可以进行协整检验。
【关键词】存货投资经济周期协整误差修正模型作为经济增长三驾马车之一，投资的作用一直被人们所重视。然而在投资中，经济学家往往对固定资产投资较为关注，而对存货投资却相对忽视。原因主要在于固定资产投资占投资总额的比重较高，因而经常被认为可以基本反映投资对经济运行的作用。而存货虽然在投资及经济中的占比较小（如我国2005年存货投资占GDP的比重仅1.1％），但有研究表明，存货投资与经济运行之间存在着较为有规律的变动关系。这即使不能说占GDP比重如此之小的存货投资对经济运行有多大的影响力，但也至少可以说明，存货投资的变动中包含着经济运行的重要信息。正因为如此，部分经济学家甚至把经济周期称为存
《当代经济》2009年7月（下）
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1、协整检验（1）存货与产值之间
为了解存货对经济增长影响的时滞，我们分别选取存货投资0、-1、-2期的数据进行协整检验，分别表示存货即期、领先1、2期对经济的影响。以lnprd为因变量，lninv为自变量进行最小二乘回归，提取残差序列进行ADF检验，结果如表1。
表1
存货、产值回归残差序列ADF检验结果
阶数0
-1
-2
结果
t
Prob.
t
Prob.
t
Prob.
-5.0338940.0002-5.2867920.0001-4.7766580.0005
从表1可以看到，所有结果的t检验在5％的显著性水平上均统计显著，但-1期的结果最好。这表明存货的变动对即期的产值水平即产生影响，但对1期后的产值影响最大。可见，存货投资与经济增长具有长期的均衡关系，而且存货投资水平的变动略领先于经济增长，领先期平均为1期（1个月），期限较短。其协整模型如下：
Inprd=-0.5855+0.9766×lninv（-1）
（1）
（-0.5019）（3.0829）R2＝0.292388，F=14.46213
模型（1）的R2较小。对此，我们缩小样本区间，去掉2008年7月以后由于次贷危机影响加剧等原因而造成原油、铜等大宗商品价格大幅波动的时间段。之所以这么操作是因为上游原材料价格如此前所未有的波动，对实体经济各层面的影响或干扰都是超乎寻常的，这可能使存货与经济之间的关系失真。在这一新区间内，对存货与产值重新进行协整检验，残差的ADF检验如表2。
表2
存货、产值回归残差序列ADF检验结果表（小样本区间）
阶数0
-1
-2
结果
t
Prob.
t
Prob.
t
Prob.
-5.1222380.0002-5.5163830.0001-5.0958200.0003
从表2可见，与原大样本区间相同，虽然所有结果的t检验在5％的显著性水平上均统计显著，但-1期的结果最好。滞后一期的存货与产值间存在协整关系，协整模型为：
lnprd=-3.2413+1.5757×lninv（-1）
（2）
（-2.2131
）（4.8362）R2＝0.455134，F=23.38878
与模型（1）相比，模型（2）不但R2值大大提高，达到了0.46，存货项的系数也明显较高。说明去年下半年以来，大宗商品价格的大幅波动对存货与产值之间关系的扰动是比较大的。在经济平稳期，存货与产值间的关系不但更为稳定，存货对产值变动的影响力也更大。
（2）存货与物价之间
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同样，为了解存货对物价影响的时滞，我们也分别选取存货投资0、-1、-2期的数据进行协整检验。以ppi为因变量，以lninv为自变量进行最小二乘回归，结果如表3。
表3
存货、物价回归结果表
阶数0-1-2常数项107.1191108.6263110.15（24.97677）（24.90804）（24.80705）存货项系数
-1.52511-1.85744-2.19695（-1.61701）（-1.93461）（-2.24478）R20.0677130.0966040.129077F
2.614715
3.742705
5.039024
提取残差序列进行ADF检验，结果如表4。
表4
存货、物价回归残差序列ADF检验结果表
阶数0
-1
-2
结果
t
Prob.
t
Prob.
t
Prob.
-2.7976410.0064-2.7587470.0072-2.7050350.0083
比较以上两表可以看到，在残差ADF检验表中，所有结果t检验值均显著，0期的结果最好。但在最小二乘回归结果中，只有-2期存货项系数统计显著（5％显著性水平上）。所以，综合考虑后我们取-2期协整模型。它表明，存货投资与物价变动存在长期的均衡关系，且存货投资水平的变动略领先于物价，领先期平均为2期（2个月）。其协整模型为：
Ppi＝110.15-2.197×lninv（-2）
（3）
（24.81）（-2.24）R2＝0.129077，F=5.039024
可见，虽然较为微弱（R2值较小），但存货投资与物价之间仍存在着一定的负向变动关系。存货投资水平上升1个百分点，将使工业品出厂价格下降2.197点。与物价之间的负相关关系表明了存货投资与实际利率存在正相关关系。这在一定程度上说明绍兴市企业不存在资产结构效应，企业不会根据实际利率的上升，将存货变现，进而加大金融资产头寸。
由于模型的R2较小，所以我们采用与上文存货与产值间检验相同的方法，去掉2008年7月以后的区间重新进行协整检验。结果发现，虽然存货0-2期的最小二乘回归残差序列单位根检验均显著，但回归系数t检验却均不显著。可见，在新的区间内，检验结果比原区间差。这说明和存货与产值之间的关系相反，在价格大幅、快速回落的时期，存货与物价的关系反而比价格平稳期更强。其原因可能在于：信号作用明显。价格平稳或小幅、缓慢下跌时（价格上升时亦然），由于价格进一步走势并不明朗，市场各方对价格走向的预期存在较大差别，预期价格回升的力量和预期价格继续下跌的力量在很大程度上可相互抵消。这使企业的存货行为更多地受其他因素影响，而受价格
的影响较小。但在本次上游产品价格大幅、快速回落时，信号作用十分明确，市场各方对价格进一步走势的看法也相对一致。这样，企业的存货行为及对产品的定价都较快地反映了上游产品价格的这一变动，使存货与物价之间的变动关系显得更强。
2、建立误差修正模型
由于存货投资与产值及物价均存在协整关系，故可建立误差修正模型。误差修正模型将因变量的短期波动分为两部分，一部分为自变量的短期波动，另一部分为变量间的长期均衡关系（以ecm，
即误差修正项表示）。根据上文的协整检验，建立了误差修正模型，如表5。
表5
误差修正模型表
模型c存货ecmR
2
F
（4）产0.040062-1.4095600.905487值0.816311-0.747199
0.0002
0.49116512.54856（5）
物0.051693-8.2561420.367187价
0.436876
-1.9062082.786223
0.2388255.02013
根据模型（4），长期均衡关系对产值短期调整的影响是显著的，对偏离长期均衡的调整速度为0.91，力度较大，说明存货与产值之间的长期均衡关系对产值短期的调整有较大影响。存货的调整对短期产值的调整统计不显著，且其系数为负，说明短期内产值对存货的变化并不敏感，两者的变动方向甚至可能相反，存货投资甚至有可能出现逆周期的特性。
根据模型（5），长期均衡关系对物价短期调整的影响是显著的，对偏离长期均衡的调整速度为0.37，虽低于产值，但力度也相对较大，说明存货与物价之间的长期均衡关系对物价短期的调整有一定影响。存货调整对短期物价的调整统计不显著，说明短期内物价对存货的变化并不敏感。同时其系数为负，说明企业存货的调整与物价呈负相关关系，与实际利率呈正相关关系。这与上文协整检验结论一致。
三、结论
从长期来看，存货投资与经济增长有着稳定的均衡关系，存货投资总体表现为顺周期特性，且其变动略领先于经济增长，在一定程度上可将其看作经济运行的先行指标。特别是在经济运行较为平稳时，两者之间的关系不但更为稳定，存货对经济增长的影响力也更大。
从短期来看，存货投资的变动不但不会引起经济的敏感性波动，甚至还可能存在逆周期特性。
在长期内，存货投资与物价之间有着负向均衡关系，所以与实际利率之间有着正向均衡关系。而在价格大幅、快速回落时，这一关系表现得更为明显。说明企业的存货投资行为不存在资产结构效应，进行库存决策时，企业更多考虑的是生产经
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营因素，而不是利率及物价因素。而在短期内，物价对存货投资变动的反映不敏感。
附：本文所用数据
时间存货产值PPI（环比）时间存货产值PPI（环比）2006-177.6228.7699.972007-886.04353.1499.82006-279.6755.74100.412007-991.73445.0999.82006-378.5193.22101.142007-1094.67483.12100.122006-479.27128.27
100.252007-1195.25530.83100.552006-578.35172.5100.362007-12100.48602.49
100.082006-678.76210.61100.352008-1104.9153.92100.82006-7
80.48247.45101.212008-2110.63
95.86
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