摘要：文章從理論和實(shí)證上分析了影響我國通貨膨脹的因素。實(shí)證分析結(jié)果表明，名義貨幣供給增長率對通貨膨脹率有顯著的正向影響；通貨膨脹率和實(shí)際產(chǎn)出增長率存在顯著的負(fù)相關(guān)；通貨膨脹慣性對當(dāng)期通貨膨脹也有一定的影響。M2/GDP比率的變化與通貨膨脹率存在顯著的負(fù)相關(guān)。

關(guān)鍵詞：通貨膨脹率；貨幣增長率；產(chǎn)出增長率；M2/GDP比率

近幾年來由于流動(dòng)性大幅波動(dòng)、金融危機(jī)和財(cái)政貨幣刺激政策等方面的原因，我國經(jīng)濟(jì)中價(jià)格水平出現(xiàn)了比較大的波動(dòng)， 2008年金融危機(jī)爆發(fā)后，同比CPI價(jià)格指數(shù)從這一最高點(diǎn)處開始下降，一直下降到2009年7月份的98.2。2009年大規(guī)模的信貸投放使得人們又開始擔(dān)心2010年中國可能發(fā)生較嚴(yán)重的通貨膨脹，進(jìn)入2010年以來，同比CPI指數(shù)從1月份的101.5上升到7月份的103.3，通貨膨脹的持續(xù)高增長已經(jīng)成為一個(gè)全社會(huì)關(guān)注的敏感問題，人們開始加強(qiáng)對通貨膨脹的預(yù)測和分析，以此判斷政策走向和經(jīng)濟(jì)增長情況。

根據(jù)通貨膨脹理論，通貨膨脹的類型分為需求拉動(dòng)型、成本推動(dòng)型、結(jié)構(gòu)性和混合性的通貨膨脹。那么我國的通貨膨脹波動(dòng)到底是那種類型的呢？本文根據(jù)90年代以來的相關(guān)數(shù)據(jù)，對我國通貨膨脹的原因進(jìn)行理論和實(shí)證分析。

一、 通貨膨脹理論分析

1. 通貨膨脹的需求方解釋。根據(jù)古典的貨幣數(shù)量論，流通中所需要的貨幣量與名義國民收入呈一定的比例關(guān)系，即可以用公式表示為Mv=Py。根據(jù)這一古典的貨幣數(shù)量公式，通貨膨脹率可以表示為：

△P/P=△M/M+△v/v-△Y/Y （1）

（1）式表明通貨膨脹率和名義貨幣增長率成正比，而與實(shí)際產(chǎn)出增長率成反比。在不考慮貨幣流通速度變化時(shí)，當(dāng)名義貨幣供應(yīng)量增長率超過實(shí)際產(chǎn)出增長率時(shí)，通貨膨脹率就會(huì)上升，反之反是。

（2）傳統(tǒng)凱恩斯主義LM曲線的解釋。傳統(tǒng)凱恩斯主義則進(jìn)一步發(fā)展了貨幣數(shù)量論，他們用貨幣市場均衡條件LM曲線來代替貨幣數(shù)量論。根據(jù)凱恩斯主義的LM曲線方程的含義，當(dāng)實(shí)際貨幣需求等于實(shí)際貨幣供給時(shí)，貨幣市場達(dá)到均衡，即有M/P=L（y，r）。這里方程左邊是實(shí)際貨幣供給，M是名義貨幣供給，P是價(jià)格水平；方程右邊是實(shí)際貨幣需求L（y，r），實(shí)際貨幣需求與實(shí)際產(chǎn)出y正相關(guān)，與名義利率r負(fù)相關(guān)，根據(jù)LM曲線方程，通貨膨脹率可以表示為：

△P/P=△M/M-Ly*（△Y/Y）-Lr*（△r/r）（2）

（2）式中，Ly是貨幣需求的收入系數(shù)，由于貨幣需求與實(shí)際收入正相關(guān)，因此有Ly>0；Lr是貨幣需求的利率系數(shù)，因?yàn)樨泿判枨笈c利率負(fù)相關(guān)，因此有Lr<0。根據(jù)該方程，通貨膨脹與名義貨幣供給增長正相關(guān)，與實(shí)際產(chǎn)出增長負(fù)相關(guān)，與名義利率變化率正相關(guān)。

（3）M2/GDP比率的不斷上升對通貨膨脹的影響。自從20世紀(jì)90年代以來，中國的M2與GDP的比率一直呈上升趨勢，從季度數(shù)據(jù)來看，這一比率從1991年第三季度最小的2.87上升到2009年第3季度最大的6.97。通常我們觀察到經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)，M2/GDP比率的變化與通貨膨脹率之間是負(fù)相關(guān)的，比如上個(gè)世紀(jì)90年代后期我國經(jīng)濟(jì)的通貨緊縮時(shí)期，CPI指數(shù)一直呈現(xiàn)下降趨勢，但M2/GDP之間的比率還在上升，我們需要檢驗(yàn)這一負(fù)相關(guān)是否顯著。

2. 通貨膨脹的供給方解釋。從供給方面來解釋通貨膨脹主要是成本推動(dòng)型的通貨膨脹。成本推動(dòng)型的通貨膨脹主要有要素成本（包括工資成本和資本成本）推動(dòng)型及利潤推動(dòng)型。在一個(gè)競爭性較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)中，成本推動(dòng)型的通貨膨脹主要體現(xiàn)為要素成本上升帶來的通貨膨脹，而在一個(gè)壟斷性較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)中，成本推動(dòng)型的通貨膨脹主要表現(xiàn)為利潤推動(dòng)型的通貨膨脹。

成本推動(dòng)型的通貨膨脹通?？梢酝ㄟ^菲利普斯曲線來解釋?，F(xiàn)代菲利普斯曲線認(rèn)為通貨膨脹和實(shí)際產(chǎn)出是正相關(guān)的，這一正相關(guān)關(guān)系實(shí)際上可以由傳統(tǒng)的失業(yè)-通貨膨脹類型的菲利普斯曲線和奧肯定律推導(dǎo)出來?，F(xiàn)代菲利普斯形曲線常被用來研究通貨膨脹的成因及對通貨膨脹的預(yù)測，其中最著名的是Gordon（1996）提出的“三角”形式的菲利普斯曲線，這種菲利普斯曲線認(rèn)為影響通貨膨脹的因素可以歸納為需求拉動(dòng)、成本推動(dòng)和通脹慣性三種這里?濁t(yī)為供給沖擊，yt是用來反映超額需求變化的產(chǎn)出缺口。由于該模型中引入了多期滯后的通貨膨脹率，因此在預(yù)測通貨膨脹時(shí)有比較好的擬合效果，但其方程中沒有預(yù)期通貨膨脹，仍然不能克服新古典宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的批判。

早期的新凱恩斯主義菲利普斯曲線主要是從廠商價(jià)格調(diào)整行為出發(fā)來推導(dǎo)出來，典型例子如Galí Gertler （1999）的模型，其主要了考察廠商的交錯(cuò)定價(jià)問題，這樣推導(dǎo)出來的菲利普斯曲線是一個(gè)用來研究通貨膨脹與通貨膨脹預(yù)期和產(chǎn)出缺口（或者邊際成本）之間的關(guān)系獨(dú)立方程，這樣的菲利普斯曲線通常只包括供給方面的沖擊，而沒有包括需求方面的沖擊。隨著DSGE模型在宏觀經(jīng)濟(jì)研究中的廣泛應(yīng)用，很多新凱恩斯主義學(xué)者都用DSGE模型來研究菲利普斯曲線，這類DSGE模型通過求解消費(fèi)者的效用最大化問題、生產(chǎn)者利潤最大化問題、交錯(cuò)定價(jià)（如Sbordone，2002）或價(jià)格調(diào)整成本問題（如Ireland，2004；李春吉等，2006）以及經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)一般均衡來導(dǎo)出菲利普斯曲線，這樣得到的菲利普斯曲線是整個(gè)DSGE模型經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的核心總供給方程，其在形式上除了包含基本的通貨膨脹預(yù)期、通貨膨脹慣性和產(chǎn)出缺口（或邊際成本）之外，還包含了需求沖擊、貨幣沖擊（如果模型中包含了貨幣）和供給沖擊等外生沖擊變量。

綜合上述有關(guān)通貨膨脹的理論分析，可以看出影響通貨膨脹的因素即有來自需求方面的因素，也有來自供給方面的因素。根據(jù)這些分析，我們認(rèn)為當(dāng)期通貨膨脹率受到預(yù)期通貨膨脹率、滯后通貨膨脹率、實(shí)際產(chǎn)出增長率、名義貨幣供給增長率和M2/GDP比率變化等因素的影響，因此我們建立如下通貨膨脹回歸模型：

?仔t=?茁0+?茁1Et?仔t+1+?茁2?仔t-1+?茁3yg+?茁4mg+?茁5Rmy+?著t（3）

該回歸模型中，?仔t是當(dāng)期的通貨膨脹率，Et?仔t+1是預(yù)期的下一期的通貨膨脹率，?仔t-1是滯后通貨膨脹率，yg是實(shí)際GDP的增長率，mg是名義貨幣供給M2增長率，Rmy是M2/GDP的比率。?著t是隨機(jī)干擾，假定其為均值為零，方差為常數(shù)且沒有自相關(guān)的白噪聲擾動(dòng)。根據(jù)前面的分析，可以預(yù)期參數(shù)?茁1、?茁2和?茁4大于零，?茁5小于零。而?茁3則不定，根據(jù)前面的分析，若?茁3大于零，則意味著實(shí)際產(chǎn)出增長率對通貨膨脹率的影響為正，這反應(yīng)了供給沖擊（主要是成本沖擊）與通貨膨脹率的正相關(guān)關(guān)系；若?茁3小于零，這意味著實(shí)際產(chǎn)出增長率與通貨膨脹率負(fù)相關(guān)，這反應(yīng)了實(shí)際總需求沖擊與通貨膨脹率的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

二、 影響通貨膨脹因素的實(shí)證分析

接下來我們利用1991年第一季度到2009年第四季度的數(shù)據(jù)來估計(jì)上述通貨膨脹率方程，我們采用CPI指數(shù)（用月度環(huán)比CPI數(shù)據(jù)計(jì)算得到月度CPI數(shù)據(jù)后再直接轉(zhuǎn)化為季度CPI數(shù)據(jù)，1991年第一季度等于100）的變化率作為通貨膨脹率。由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)沒有公布季度GDP折扣指數(shù)，我們直接采用CPI指數(shù)作為折扣指數(shù)來計(jì)算實(shí)際GDP，然后進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，這樣得到實(shí)際GDP數(shù)據(jù)。名義貨幣數(shù)據(jù)取M2數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)分析表明，M2與GDP和CPI的相關(guān)度比M1高，取月度數(shù)據(jù)進(jìn)行平均得到季度數(shù)據(jù)，再進(jìn)行季節(jié)調(diào)整），最后我們計(jì)算了M2/GDP的比率，所用數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和國際金融統(tǒng)計(jì)年鑒。為避免虛假回歸，我們需要回歸模型中的變量為穩(wěn)態(tài)變量，接下來我們對變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，各個(gè)變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，通貨膨脹率、實(shí)際GDP增長率和M2增長率都是平穩(wěn)變量，M2/GDP是差分平穩(wěn)的，因此我們用通貨膨脹率、實(shí)際GDP增長率、M2增長率以及M2/GDP的差分?jǐn)?shù)據(jù)來對回歸模型（3）進(jìn)行估計(jì)。由于模型（3）中包含了預(yù)期通貨膨脹率，而預(yù)期通貨膨脹率是不可觀察變量，因此我們首先嘗試用GMM法來估計(jì)模型（3），我們選擇了滯后1階和滯后2階通貨膨脹率、滯后1階實(shí)際GDP增長率、滯后1階M2增長率和滯后1階M2/GDP的差分作為工具變量，采用GMM法估計(jì)模型（3），遺憾的是估計(jì)結(jié)果很不顯著。我們還嘗試了其他的工具變量，結(jié)果仍然是很不顯著，因此我們只好放棄GMM估計(jì)。我們又嘗試了用完全預(yù)見的理性預(yù)期方法，即假定經(jīng)濟(jì)行為主體對下一期的通貨膨脹率預(yù)期直接等于下一期的通貨膨脹率，然后用OLS法來估計(jì)模型，但這樣得到的回歸方程中預(yù)期的通貨膨脹率仍然不顯著。因此我們只好在模型中剔除預(yù)期通貨膨脹率變量，再對其余變量進(jìn)行回歸，得到的結(jié)果如下：

?仔t=-0.007+0.183?仔t-1-0.48ygt+0.717mgt-0.112?駐Rmyt

（-2.43） （2.53） （-9.52） （9.44） （-9.32）

（0.018） （0.0135） （0.000） （0.000） （0.000）

調(diào)整的R2=0.76，F(xiàn)=59.08， D.W.=2.31，N=75

該回歸方程中第一行括號(hào)中的數(shù)字是t統(tǒng)計(jì)量，第二行括號(hào)中的數(shù)字是伴隨概率）。從該回歸結(jié)果來看，各個(gè)解釋變量都很顯著，調(diào)整的擬合優(yōu)度和F統(tǒng)計(jì)量都比較令人滿意，D.W.統(tǒng)計(jì)量也表明沒有隨機(jī)誤差相的序列相關(guān)，因此該回歸結(jié)果是比較理想的。根據(jù)這一回歸結(jié)果，我們可以看到，通貨膨脹率有一定的慣性，上一期通貨膨脹率每增加1個(gè)百分點(diǎn)，當(dāng)期通貨膨脹率平均增加0.183個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)期實(shí)際GDP增長率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，當(dāng)期通貨膨脹率則平均下降0.48個(gè)百分點(diǎn)，這說明通貨膨脹率與總需求沖擊負(fù)相關(guān)。從邏輯上來說，通貨膨脹率與總需求沖擊負(fù)相關(guān)并不能認(rèn)為總需求沖擊對通貨膨脹率有因果關(guān)系，也就是說不能認(rèn)為是總需求提高了，從而通貨膨脹率下降了。從經(jīng)濟(jì)學(xué)邏輯上應(yīng)該反過來理解，也就是說是通貨膨脹率下降了，總需求才會(huì)提高。事實(shí)上對通貨膨脹率和實(shí)際GDP增長率進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)會(huì)發(fā)現(xiàn)（檢驗(yàn)結(jié)果略），通貨膨脹率對實(shí)際GDP增長率的影響要比實(shí)際GDP增長率對通貨膨脹率的影響大，因此回歸結(jié)果顯示出來的通貨膨脹率與實(shí)際GDP增長率之間的負(fù)相關(guān)更應(yīng)該理解為是通貨膨脹率的下降刺激了總需求和總產(chǎn)出的增加，但總需求的增加可能也是政府為了應(yīng)對通貨緊縮而采取擴(kuò)張性政策所帶來的。再看貨幣對通貨膨脹的影響，名義貨幣供應(yīng)量M2的增長率對通貨膨脹率具有顯著的正向影響，M2增長率每上升一個(gè)百分點(diǎn)，通貨膨脹率平均上升0.717個(gè)百分點(diǎn)，這一關(guān)系是因果關(guān)系，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明通貨膨脹率上升確實(shí)是由貨幣增長率的提高帶來的（檢驗(yàn)結(jié)果略）。

再看M2/GDP比率的變化，該比率變化量大于零時(shí)，則通貨膨脹率下降，反之該比率變化量小于零時(shí)，則通貨膨脹率上升，該比率變化量每增加1個(gè)點(diǎn)，通貨膨脹率則平均下降0.112個(gè)百分點(diǎn)。但該比率的變化量與通貨膨脹率之間的負(fù)相關(guān)并不表明該比率變化量的上升與通貨膨脹率下降之間有因果關(guān)系，事實(shí)上Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明是通貨膨脹率決定了該比率的變化，而不是相反（檢驗(yàn)結(jié)果略）。因此回歸系數(shù)顯示出來的通貨膨脹率與M2/GDP變化之間的負(fù)相關(guān)實(shí)際上說明了通貨膨脹對M2/GDP比率變化的負(fù)向因果關(guān)系。也就是說當(dāng)通貨膨脹率低的時(shí)候，這往往意味著經(jīng)濟(jì)比較低迷，中央銀行會(huì)采取擴(kuò)張性貨幣政策來刺激經(jīng)濟(jì)；但增加的貨幣供應(yīng)沒能很快刺激經(jīng)濟(jì)走出低谷，因此M2/GDP比率的會(huì)上升而通貨膨脹率卻仍然在下降。根據(jù)李春吉（2010）的分析，這一比率的持續(xù)上升反應(yīng)了我國經(jīng)濟(jì)中私人部門的最終需求與實(shí)際貨幣持有之間的替代彈性比較低，也就是說增加的貨幣不能有效地轉(zhuǎn)化為最終需求的增加。最終需求和貨幣持有之間的替代彈性較低的原因有主觀和客觀兩方面，主觀方面是由于私人部門出于預(yù)防性和規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)機(jī)，不愿意把儲(chǔ)蓄貨幣轉(zhuǎn)化為消費(fèi)和投資需求，客觀方面是由于財(cái)富分配不均而導(dǎo)致想要增加消費(fèi)和投資的私人部門因?yàn)闆]有錢而不能增加消費(fèi)和投資，而有錢的私人部門因?yàn)橐?guī)避風(fēng)險(xiǎn)或者已經(jīng)飽和而又不需要增加消費(fèi)和投資，因此實(shí)際產(chǎn)出處于低水平，這樣M2/GDP比率就會(huì)提高。

上述回歸結(jié)果不但是顯著的，而且回歸方程也是穩(wěn)定的，這一點(diǎn)可以通過對其回歸殘差進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，這其實(shí)就是EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)。對回歸殘差的單位根檢驗(yàn)確實(shí)表明回歸殘差是平穩(wěn)的（單位根檢驗(yàn)結(jié)果略），事實(shí)上這也可以從D.W.統(tǒng)計(jì)量看出來，因此上述回歸方程也表明了樣本期內(nèi)通貨膨脹率和其他變量之間確實(shí)存在著長期的穩(wěn)定關(guān)系（協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明通貨膨脹率與實(shí)際GDP增長率、M2增長率和M2/GDP的變化等變量之間確實(shí)存在著協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果略）。

回歸模型（3）式中，M2增長率、實(shí)際GDP增長率和滯后的通貨膨脹率進(jìn)入到通貨膨脹率方程是比較容易理解的，而M2/GDP比率的變化進(jìn)入回歸模型的理解如前所述，它反應(yīng)了總需求和貨幣持有之間的替代彈性。但該比率進(jìn)入回歸模型是否會(huì)引起與其他解釋變量之間的多重共線呢？實(shí)際上如果我們?nèi)サ粼摫嚷实淖兓?，那么回歸方程的擬合程度會(huì)大大下降，包含該比率變化的調(diào)整R平方是0.76，而去掉該比率變化后回歸的調(diào)整R平方只有0.46，因此把該比率變化包括在回歸模型中是合理的，不但不會(huì)引起多重共線問題，反而是不可缺少的影響通貨膨脹率變化的變量。

三、 結(jié)論

本文通過對我國通貨膨脹影響因素的理論與實(shí)證分析，揭示了實(shí)際產(chǎn)出增長率、名義貨幣M2增長率、通貨膨脹率慣性和M2/GDP比率變化與通貨膨脹率的相關(guān)關(guān)系?；貧w分析表明我國通貨膨脹率主要受到貨幣增長率的正向影響，而通貨膨脹率與實(shí)際產(chǎn)出增長率之間有顯著的負(fù)相關(guān)，這意味著通貨膨脹率的下降刺激了總需求和總產(chǎn)出的增加（可能是政府為解決通貨緊縮而實(shí)行擴(kuò)張性政策帶來的）。通貨膨脹慣性對通貨膨脹也有一定的影響，而預(yù)期通貨膨脹率對當(dāng)期通貨膨脹率的影響并不太顯著。M2/GDP比率的變化對通貨膨脹率具有顯著的影響，這一定程度上反應(yīng)了中央銀行的相機(jī)決策的貨幣政策，也反應(yīng)了我國經(jīng)濟(jì)是總需求和貨幣供給之間的替代彈性較低，儲(chǔ)蓄資金難以轉(zhuǎn)化為投資和消費(fèi)需求，這將是影響我國通貨膨脹的長期因素。

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作者簡介：曾艷，南京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)副教授。

收稿日期：2012-03-19。