需求拉动，还是投资推动——基于新一轮通胀周期的实证研究，本文主要内容关键词为：通胀论文,新一轮论文,周期论文,需求论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F014.32 文献标志码：A 文章编号：1002-5766(2010)01-0009-09
2008年的宏观经济如一场好莱坞大片，有太多的戏剧性变化，无疑给宏观经济学者提供了诸多近距离观察想象、检验理论的机会。上半年，压通胀，防过热，力保经济“又快又好”话音未落；下半年，防紧缩，保增长，4万亿财政刺激计划雷厉风行。这不禁惹来学者感叹“宏观经济学真是伪科学”（许小年，2008）。也许宏观经济学离精确短期预测还有太长的路要走，在此我们仅想从长期观察，是否有些规律可以总结。
自1996年实现宏观经济“软着陆”以来，我国物价水平连续几年走低，直至2003才算基本走出通缩局面。2007物价水平再次冲高，正当反通胀之声愈演愈烈之时，2008年中金融危机的到来使之嘎然而止，政策也转向防通缩。进入2009年以来，在全球经济仍在衰退泥潭挣扎的时候，中国经济率先复苏。从上半年数据来看，“保8”已成定局；但在局面转好的同时，一些有远虑的经济学家已经开始担心扩张的货币政策已埋下了通胀的种子（周其仁，2009）。纵观十余年，价格水平波动经历了一个完整的大周期。在这一新近的周期中，我们有哪些值得总结的新发现呢？一个有意义的问题是，新时期的通胀，其发生机制是否有变化，是否与以往、与他国有不同，即是否存在所谓“非典型”通胀①呢？
关于通货膨胀的成因，一直有泾渭分明的两种观点：需求拉起和供给推动。而对其成因判断不仅具有理论意义，而且在政策层面，也极具现实重要性。从预警角度看，不同成因的通胀先动变量不同，以消费价格指数(CPI)和工业品出厂价格指数(PPI)为例，若通胀动因在供给一方，则PPI就比CPI更具预警意义。从通胀治理角度看，针对不同通胀，药方也不同，若通胀动因在需求一方，则货币供应量的控制将会取得较好的效果。
如果从实证角度来看，这个问题的讨论可以抽离到3个层面：以CPI为代表指标的需求方与以PPI为代表指标的供给方②是否存在因果关系（格兰杰意义上的③）?若存在，其因果走向又如何？如何进一步解释其因果关系的形成机制？阅读文献发现，两种观点大都以直接判断或简单推论形式表达，都没有经过实证检验。仅在高善文(2006)、卢锋(2002)、何新华(2006)和贺力平等(2008)分别可以找到和本主题接近的研究，但缺乏专门针对此问题的深入分析。
本文希望对这一主题加以实证检验，基本分析思路是利用计量经济学的协整分析方法，判断我国CPI与PPI之间是否具有协整关系。如果存在协整关系，进一步利用向量误差修正模型，分析它们之间长期和短期的格兰杰因果关系走向。
一、关于通胀成因的两种视角
仅2007年以来，学界有关我国新一轮通胀的成因提出的分析观点多达20多种。但总体而言，主要有两种视角：一种侧重从供给角度解释，强调结构性因素、成本推动及进口货物价格传导对下游消费物价所起作用；另一种侧重从总需求角度解释，认为通胀是短期总需求过快增长的结果，而多数时候，总需求的增长是货币供应量过度扩张的结果。
1、需求过剩导致物价水平上升（价格传导走向自下而上⑤）
持这种观点的学者，一般都反对“输入型通胀”、“结构型通胀”和“成本推进型通胀”的提法，认为成本推不动总体价格水平的上升，坚信“通货膨胀是一种货币现象”的货币主义信条，认为问题的根源在于货币供应量（宋国青，2008；周其仁，2008）。有学者进一步从价格传导的角度论述，“虽然人们习惯将价格传导理解为上游价格变化如何影响下游价格变化，从而将价格传导理解为成本推动型变动，但在绝大多数情况下，上游价格的变动应当是最终需求的变化通过产业链传导到上游的结果，应属于需求拉动型价格变化。这是由于对于诸如铁矿石、木材等资源类产品来说，若没有需求方的拉动，很难想象存在持续并且可以清晰辨别的供给扰动导致价格系统性变动”（高善文，2006）。
针对这一观点，有学者也相应地提供了一些实证支持。高善文(2006)在研究中发现，1998～2004年的采掘业价格指数的波动是生产资料价格指数波动的4倍，生产资料价格指数的波动是消费物价指数波动的3倍。这也就是说，价格传导系数⑥非常小，此时的上游价格上涨很难形成下游的通货膨胀⑦。
另一篇与本文相关的研究是卢锋(2002)，他考察了长期粮食价格和通货膨胀之间的关系。该文通过整理1987～1999年的一般粮价和CPI的月度数据，估计了二者的长期关系，得出了是通货膨胀导致粮价上涨，而不是相反的结论。这是较早利用协整工具来分析价格传导现象的规范文章。
2、成本提高导致物价水平上升（价格传导走向自上而下）
与需求拉起的观点相反，也有部分学者强调最近情况的特殊性，认可“成本推动型通胀”、“输入型通胀”或“结构型通胀”的提法。他们认为，特别是自从2001年我国入世以后，国际原材料的价格波动越来越大程度的传导到国内。并且农村劳动力转移也基本见底，所以劳动力成本也将逐步提高，二者结合是国内消费物价上涨的推动因素。另外，他们也回应了“通胀是货币现象”的观点，认为货币本身是内生的，而且当货币数量过多以后，也不必然造成产品需求增大，也有可能流向资产市场⑧（李稻葵，2008a、2008b）。
总体来说，持这一观点的学者分别注意到了影响价格传导机制的几个重要因素，首先，近年国际原油价格的大幅波动，进而影响到国际粮食市场，由此导致的国际大宗产品价格的波动，都有传导到国内的可能；其次，进口渗透率⑨越高，国际市场的价格波动越容易传到国内。同时，国内需求增长也越容易通过进口来满足，价格不易上涨，反之亦然。我国自2001年入世以来，进口渗透率无疑在不断提高；再次，企业设备利用率，该利用率越低，需求上升导致的价格上涨程度越低；最后，产品的替代性，替代品多的、容易的产品，成本上升转化为价格上涨的难度越大，反之亦然（高善文，2006）。
何新华(2006)的研究在一定程度上支持了这一观点，他发现，消费者价格指数在时间上滞后于原材料购进价格指数、生产资料价格指数和工业品出厂价格指数，并利用2000～2003年的原材料购进价格指数和工业品出厂价格指数进行计量分析，结论支持自上而下的价格传导走向⑩。
上述讨论说明，价格传导机制非常复杂，两种传导走向都存在可能，需要进一步细致的实证工作加以评判。另外，仍有两点需要说明：第一，我国的特有情况，一些资源及其产品仍处于垄断状态或价格管制状态，其对下游价格变化可能不那么敏感或难以表现；第二，本研究着重考察CPI和PPI格兰杰因果关系走向，需利用频率较短的月度数据进行分析，有可能难以揭示滞后期较长的动态效果。
二、研究方法和数据整理介绍
在实证中，本文选用最具代表性也最常用的两个变量CPI和PPI，其中CPI可以视为下游价格指数，PPI则代表上游价格指数。就计量分析而言，首先要判别两个变量时序数据之间是否存在协整关系。如果存在，就意味着二者具有长期均衡关系，可进一步探讨它们之间格兰杰意义上因果关系走向如何。虽然格兰杰因果检验不完全等同于经济学上的因果关系，但由于因果关系必以先后关系为前提，所以对于两种对立的经济分析假设来说，格兰杰检验提供了有助于判断其价格传导走向的经验分析证据。
早期格兰杰检验方法，是分别估计两变量标准向量自回归(VAR)模型，通过对另一个变量滞后项总体是否具有显著解释作用进行F检验，来判断是否存在格兰杰意义上因果关系及其走向。这一方法局限性在于：一是用水平量估计模型虽有可能观察长期意义上的格兰杰因果关系，但不能同时分析可能存在的短期因果关系；二是长期关系分析需要假设水平量数据满足平稳性即I(0)条件，然而实际上经济变量时序数据通常具有一阶平稳即I(1)性质，对水平量关系进行统计分析会产生伪回归问题；三是如果采用一阶差分量估计向量自回归模型，通常能够满足I(0)条件，并有可能揭示短期意义上格兰杰因果关系，但不能同时观察长期因果关系。改进的方法包含两阶段程序：一是检验两个变量时序数据是否具有协整关系。在对两个变量数据进行单位根检验基础上，估计一个特殊的VAR模型，来判断二者是否具有协整关系；二是如果存在协整关系，则意味着二者存在长期均衡关系，便可利用向量误差修正模型分析因果关系走向。在两变量分析场合，可以先估计二者水平量线性方程，并以其残差作为表示“偏离均衡状态”的误差项，并入包含两个变量一阶差分多期滞后项的向量自回归模型中，构成向量误差修正模型（卢锋2002）。
本文向量误差修正模型表达式为：
由于本文实证研究的要求，需要时间频率较短的CPI和PPl月度数据。我国自2000年5月正式公开发行《中国经济景气月报》，提供了1999年1月以来的月度价格数据(11)。对于本研究而言，必须通过环比序列建立定基比序列(12)。
基于数据可得性的局限，所有数据统一截取自1997年1月～2009年5月，图1中为原始数据。对于CPI而言，定基比序列可以通过同比序列和环比序列略加整理得到(13)。对于PPI需先假定12个1996年定基比数据，然后通过同比序列推算得到(14)。两组月度数据均存在由季节因素导致的很强的12阶自相关，必须进行季节调整(15)。图2报告了处理后的定基比数据，计量分析以此为基础。
图1 月度同比价格指数CPI和PPI（1997年1月～2009年5月）(16)
图2 季节调整后定基比月度CPI和PPI（1997年1月～2009年5月）
注：Sfcpi指季节调整后定基比月度CPI；Sfppi指季节调整后定基比月度PPI。
三、价格传导走向的计量分析
计量分析分为依次递进的四个步骤：一是将对SFCPI和SFPPI（季节调整后的定基比序列）进行单位根检验；二是如确认单位根，进一步进行协整关系检验；三是若确认协整关系，即可利用向量误差修正模型分析格兰杰因果关系，这一方法可以同时考察对象之间的长期和短期关系；四是运用原材料、燃料、动力购进价格指数数据与消费物价数据(17)，进行相同操作，估计二者的向量误差修正模型，进一步佐证。
1、单位根及协整关系检验
经济变量协整检验的一般含义，是对两个可能具有单位根性质即I(1)时序数据，判断其线性组合是否具有平稳过程即I(0)性质。因而，第一步需要对所有变量数据做单位根检验，而不是直接对数据水平量进行分析，从而为有关推论求得更可靠的统计分析依据。对所有变量给出单位根检验结果如表1所示。
依据表1的统计量与其相应的临界值进行比较，可以确认SFCPI和SFPPI都为I(1)时序数据。对于两组同样具有单位根性质的时序数据，可以利用Johansen方法(Johansen,1988; Johansen & Juselius,1990)检验两者是否具有协整关系。用Stata相关程序对SFCPI和SFPPI关系进行协整检验。考虑到数据是月度数据，我们取用含有12阶滞后项的VAR模型来估计。SFCPI和SFPPI协整检验的结果如表2所示。对应于我们采用的模型(18)，两个统计量均大于相应临界值，因而接受SFCPI和SFPPI具有协整关系的备择假设。
2、向量误差修正模型模型估计
依据我们的研究策略，确认SFCPI和SPPPI具有协整关系后，通过向量误差修正模型来分析其格兰杰因果关系走向(19)，从相关研究的惯例和可比性来说，一般先对SFCPI和SFPPI（季节调整后的定基比）数据取自然对数，然后再做计量分析处理，并且这样做也使系数满足经济学上的弹性定义。lnSFCPI和lnSFPPI的向量误差修正模型估计结果如表3所示。
从估计结果中，可以得出如下结论：一是对数工业品出厂价格指数回归模型中误差修正项显著。对数消费价格指数回归方程中误差修正项则不显著。这说明二者长期均衡关系是消费者物价变动引起工业品出厂价格变动的格兰杰因果作用的原因，而不是相反。即价格传导走向是自下而上，而不是自上而下；二是对数消费价格指数回归模型中，除了其自身滞后项显著外，滞后第11期lnPPI项也有显著解释作用。在对数工业品出厂价格指数回归方程中，除了其自身滞后项显著外，滞后第11期lnCPI项也有显著解释作用。这说明，在短期作用意义上消费价格指数和工业品出厂价格指数影响从格兰杰因果意义上来看是双向的。也就是说，短期的价格波动传导走向复杂多变。因而，经验分析结果在1997～2009年的样本内，支持需求拉起型通胀假说，不支持“非典型”通胀的假说。
同时，向量误差修正模型还显示，消费物价对工业品出厂价格影响通过3个管道实现：一是误差修正项的当期调节；二是滞后第11期工业品出厂价格对消费物价产生的短期影响；三是消费物价本身滞后项所产生的调节作用。
3、原材料价格指数(RPI)与消费价格指数的向量误差修正模型估计
检验单位根和协整关系的过程，与上面完全相同，其结果也在统计意义上显著。其向量误差修正模型的估计结果如表4所示。
对估计结果的分析和上个模型基本一致(21)。对数原材料价格指数回归模型中误差修正项显著；对数消费价格指数回归方程中误差修正项则不显著。这说明，二者长期均衡关系是消费价格引起原材料价格变动的格兰杰因果作用结果，进一步证实了上面得到的结果，即价格传导走向是自下而上，而不是自上而下。
4、为什么不存在“非典型”通货膨胀
计量分析结果表明，以消费物价水平上涨为标志的需求扩张在格兰杰因果意义上引发了上游工业品价格上涨，因而支持“需求拉起通货膨胀”的观点。考虑到格兰杰检验与经济学意义上因果关系不完全等价，我们还需进一步讨论为什么不存在“非典型”通货膨胀的经济理论依据，提供经济学直觉解释。同时，还要解释前文提到的实证文献的发现与本文的异同。
(1)为什么粮食、猪肉推不动通胀。2007年以食品价格大涨为标志，物价水平出现明显上升趋势。其中表现最为突出的是猪肉价格的暴涨。一时间，结构性通胀的论调甚嚣尘上，甚至有人提出“都是猪肉惹的祸”的说法。这种说法是否有依据呢？
首先，猪肉、粮食价格能否推起通货膨胀呢？食品类价格权重在CPI中约为35%左右，比例最高，是人们认为其能推起通胀的直观原因。然而，在这其中，粮食所占的直接比例约为三分之一，至于猪肉所在的肉禽类所占的比例更是小得多，而猪肉又为肉禽类中涨价最多的一种。认为具体几类消费品能推动全局（CPI是一个综合物价指数）的看法本身就值得商榷。而且，再注意到，这次猪肉价格的上涨很大程度是由于2006年的肉价持续走低对农民的预期的影响，加之2005～2006年的蓝耳病使存栏数大幅下降所致。由于无论生猪还是粮食的供给反应都要有一个时滞，即其供给价格弹性较小，导致一个短期价格大幅上涨也属正常，但很多人就此认为其对整体宏观形势有决定影响。以此为根据想象一个“猪周期”，在理论上靠不住。宋国青(2007)利用季节调整后居民消费的粮食和肉禽及其制品价格指数来说明其价格有趋稳趋势，而不存在“蛛网”效应。
其次，结构性通胀的提法本身就有问题。周其仁(2007)就曾指出，从来就没有非结构性通胀，若所有商品价格同比上升，那么通胀也就不成为问题了。CPI作为已经是处理了结构信息以后的一个总量指标，在得出CPI的过程中，结构信息是先被统计部门处理过了的，比如肉价、菜价、米价、衣价、交通费用、房价（目前是房租）各自的变动，然后才是加权平均得出的CPI指数。“结构性通胀”的提法，恰恰混淆了总量信息与结构信息。
最后，对于以粮价上涨为主要推动力的食品价格上涨，其动力源在哪里。很难想象其有自我发生机制，在供给因素基本稳定的情况下，其上涨趋势肯定来自于总需求的扩张。卢锋(2002)以实证研究证实了通胀是粮价上涨的原因，而不是其结果，其将二者关系形象比喻为“肇事者”和“过度防卫者”。
(2)为什么输入型通胀的说法不成立。2007～2008年，输入型通胀的看法在研究人员中广为流传。其基本逻辑十分简单，外部的冲击导致进口品（特别是一些重要原材料）的价格上升，然后通过进口途径导致国内制造业成本上升，在通过成本加价的方式传入工业制成品和消费品，形成一般价格上升。验证这一假说，其逻辑链条有两处关键：一是否出现了国际原材料成本大涨；二是这种上涨能否传进来。从中国进口商品价格总指数来看，过去15年出现过两次较大幅度增长。2006～2007年前后，另一次在2002～2004年前后(22)，而2008年1季度进口商品价格总指数涨幅为16.8%，成为过去15年前后峰值。数据同时显示，初级产品价格增长幅度远远高于工业制品，例如，2008年初级产品价格同比增长率为46.7%，远远高于同期工业制品价格同比增长率11.5%（卢锋，2008）。同时，另外一个事实也很容易得到确认，自1997年以来，我国进口渗透率就持续走高（高善文，2006）。
既然两个条件都得到满足，那么为什么得不到实证结果的支持呢？我们还需将问题再向前推一步。如果说进口价格（主要是原材料价格）上涨是国内通胀的动力源，那么又是谁推动它的上涨呢？在高善文(2006)的实证研究中，发现中国对全球能源价格指数的影响系数接近全球主要工业国的一多半。由此来判断是国内总需求的扩张导致国外能源价格的上涨就讲得通了，所以，通胀不是“进口”的，而是“出口转内销”。但至此仍遗留了很大的疑问，我国GDP约占世界的8%，工业产出不到世界的20%，为何对基础原材料的影响如此之大呢？一个解释是，对于原材料市场来说，其供给方面相对较为稳定，无论是从理论是的供给弹性，还是直接从数据上看，近几年的超常需求增长都是其价格上涨的主要因素，而对于这一需求增量而言，中国贡献最大。以最重要的4种矿物产品，铁、铜、铝和石油为例，如表5和表6所示。
表
据卢锋(2008)的估测，中国4种矿物原料和能源过去五六年需求增量全球贡献比平均值分别为0.50、0.57、0.75、0.30，4项增量贡献比简单平均值为0.53，超过一半。所以，就经济成长特定阶段大宗矿物商品国内需求增量对全球贡献度而言，中国具有“巨型经济体”的地位和影响应是一个客观事实，而不是被动接受国际价格的“小国经济”。
另外，国际原材料市场的定价方式和市场结构也是值得关注的一个因素。以氧化铝市场为例，在全球消费量中，大约50%被跨国公司通过纵向一体化的方式锁定，30%左右通过长期合约锁定，而只有20%通过现货市场。而中国企业大部分在这20%现货市场上，这就造成买方激烈竞争，价格大幅上涨。当然，这种经营方式的转变需要一个学习过程，目前已有了改变的趋势。国际原材料市场的市场结构也对价格有影响。以铁矿石市场为例，位于澳大利亚的必和必拓(BHP)、力拓(Rio Tinto)和位于巴西的淡水河谷是全球三大铁矿石出口国中的主要公司，控制着全球海运铁矿石80%以上的贸易量。国际铁矿石市场价格处于三寡头垄断之下，在决定产量与价格方面他们拥有极大的话语权。2006年，淡水河谷、力拓与必和必拓三家公司的铁矿石产量分别占全球总产量的27%、16.8%和11%；2007年，仅必和必拓一家公司就占有中国约40%的铁矿石进口额。而在需求一方，我国全国前10大钢铁企业所占市场份额相加不足30%，以宝钢为首的我国五大钢铁公司占全国市场21%，其他几百家钢铁公司占有79%市场份额。悬殊的谈判定位，加之需方偶有的恶意竞争，有利于供方的价格暴涨就产生了。
四、结论
本文利用计量经济学协整检验和向量误差修正模型方法，对我国1997～2009年最近一个通胀周期进行了实证考察，检验其发生动因，并进一步解释了其背后的经济逻辑。主要有以下两个发现。
(1)从长期意义上看，消费物价变动领先工业品出厂价格变动，因而居民消费价格指数对工业品出厂价格指数具有格兰杰意义上的因果关系，反之，则不成立。也就是说，此番通胀依然是需求拉起的，“非典型”通胀的说法得不到实证支持。
(2)在于全球市场联系越来越密切的情况下，分析我国通货膨胀，“巨型经济体”是一个需要注意的因素。国际原材料市场价格波动同国内粮食、猪肉价格波动一样，都是总需求扩张的结果而不是其原因。
收稿日期：2009-10-19
注释：
①清华大学的李稻葵教授认为，此次通胀兼具“成本推动型通胀”、“输入型通胀”或“结构型通胀”的特点，将之称为非典通胀，以示与以前总需求拉起的通胀区别。
②一般我们把人类直接向自然索取资源的过程定义为生产链的最上游部分，而后经过层层加工、销售。消费作为经济活动的最终目的，定义为产业链的最下游。CPI即为上游指标，PPI为下游指标，所以，问题也可归结为价格传导走向是自上而下，还是自下而上。
③格兰杰因果关系是指时间序列数据之间“谁先动、谁后动”的关系，不完全等价于一般意义上的因果关系。如，X与Y之间有格兰杰因果关系，即X先动Y后动，也可以说X对Y有预测意义。
④这篇文章的主题与本文非常接近，但其数据处理有严重问题。
⑤一般我们把人类直接向自然索取资源的过程定义为生产链的最上游部分，而后经过层层加工、销售。消费作为经济活动的最终目的，定义为产业链的最下游。
⑥价格传导是指上游价格的上升经过一定时滞最终转变为下游价格的上涨。其中二者的比例定义为传导系数。在理想的条件下，如果我们认为货币是实体经济的一层面纱，货币供应量的增长将导致所有商品价格的同步上涨，此时传导系数为1，但现实中不存在这样的真正传导。
⑦值得注意的是，在他的研究中也指出1996年是一个分界线，之前的价格传导系数很高。
⑧李稻葵将其称为哈佛和芝加哥的分歧（李稻葵教授毕业于哈佛大学，而宋国青教授毕业于货币主义大本营芝加哥大学）。
⑨进口渗透率定义为进口中的一般贸易与GDP的比例。
⑩他还进一步验证传导关系在样本内未发生统计意义上的显著改变。
(11)CPI同比数据可以追溯到1990年1月，环比数据可追溯到1995年2月；PPI数据只有同比序列开始于1996年10月；其他月度数据，如原材料价格指数等，开始于1997年1月。何新华(2006)曾指出同比数据受上一年度价格变动的影响较大，仅公布同比数据不利于对宏观经济的分析研究。
(12)直接使用同比序列数据陷阱很多，其经济含义也十分模糊。比如CPI序列，它的同比涨跌受上年同月物价水平的影响，所以其绝对大小不反映物价的直接信息。从相对意义上看，两个同比指标也不能直接相比。而利用相邻两个月同比序列进行差分，其经济含义更是一头雾水。在贺力平、樊纲和胡嘉妮(2008)中，直接利用同比数据，没有构造定基比数列，这直接导致了他们的结果无意义。
(13)卢锋和彭凯翔(2002)详细介绍了具体操作方法；何新华(2006)对同比序列、环比序列和定基比序列相互关系做了详细介绍。
(14)北京大学的宋国青教授介绍过这一方法，由于定基比数据要经过季节调整，基期（1996年的假设数据）的假定对最后数据的影响几乎可以忽略。
(15)具体季节调整的方法参考Woodridge(2008,p341)。
(16)所有数据均来自国家统计局，可在其网站下载。
(17)这二者的关系可以视作生产链传导，自上而下的全过程。可能有人会问，那为何不直接估计二者关系作为主模型呢？原因有：一方面，消费价格指数中食品所占权重最大（超过30%），但其与原材料之间的联系微弱，不能很好展现价格传导真实情况；另一方面，我国实际情况是，原材料价格形成机制还受许多行政手段干扰，不能很好反映市场变化。
(18)我们采用的是“带时间趋势、并且均衡修正项带截距”的模型。
(19)当我们确认两个变量具有协整关系以后，就可直接估计两变量线性回归方程，此时排除了伪回归可能性。通过这一回归即可得到前文中提到的传导系数（约等于0.5）。
(20)仅在10%水平上显著。
(21)在估计长期关系过程中，我们发现其长期均衡关系的显著度下降，同时还发现传导系数有下降(0.3)，这也符合我们的经济学直觉，因为传导链条越长，其信息损耗越多。
(22)而在这一阶段，中国经济处于“缩长”状态。龚刚和林毅夫(2007)指出这种“缩长”的原因，由于我国特有的投资体制，经济过热时出现过度投资，由前期过度投资所积累的巨大生产能力，使经济将处于供给过剩，从而造成通货紧缩。这也就可以很好理解为什么这一期间进口品价格上涨没有引起一般价格水平的上升了。
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