樂怡婷 章洪量

內(nèi)容摘要：本文首先基于AD-AS模型從理論上論述了經(jīng)濟增長與貨幣政策對通貨膨脹的影響。然后利用SVAR模型分析了我國1978-2013年間經(jīng)濟增長、貨幣政策對通貨膨脹的影響效果，并得出相關(guān)結(jié)論。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長 貨幣政策 通貨膨脹

問題的提出

改革開放以來，中國經(jīng)濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就。但是在經(jīng)濟高速增長的背后，“貨幣超發(fā)之謎”、“人民幣對內(nèi)貶值”等問題接踵而至，通貨膨脹的壓力不容忽視。分析經(jīng)濟增長對于通貨膨脹的影響，可以客觀地指出我國在過去的經(jīng)濟增長中對通貨膨脹的治理力度不夠的問題，也可以為決策部門在制定經(jīng)濟增長目標與實施經(jīng)濟改革等方面提供一定的參考。如何在保證經(jīng)濟發(fā)展的同時控制好通貨膨脹，是貨幣當局追求的最終理想目標?，F(xiàn)階段我國經(jīng)濟發(fā)展尤其是經(jīng)濟增長這一目標已經(jīng)實現(xiàn)，因而如何在確保經(jīng)濟增長的同時控制好通貨膨脹，尤其是在從貨幣政策角度來控制通貨膨脹，是一個值得深究的問題。因此，經(jīng)濟增長、貨幣政策都是通過什么途徑影響到通貨膨脹的？這些影響是否都存在著期限上的差異？這些都是本文即將驗證和探討的問題。

理論模型

本文從AD-AS（總需求-總供給）曲線的角度，從理論上分析經(jīng)濟增長與貨幣政策影響通貨膨脹的宏觀機理。

（一）總需求曲線（AD）

假設存在三部門經(jīng)濟（廠商、居民和政府），構(gòu)建如下IS、LM曲線：

上式中，Y為總產(chǎn)出，C為總消費，C0為自發(fā)消費，c為邊際消費傾向，I為總投資，I0為自發(fā)投資，b為投資對利率的敏感系數(shù)，r為利率，G為政府總支出，G0假設政府支出為常量，T為政府稅收，T0為自發(fā)稅收，Tr0假設轉(zhuǎn)移支付為常量，t為比例稅率。由此，可以推導出IS曲線的表達式：

（1）

上式中，Ls為貨幣供給，M0為名義貨幣供給，P為物價水平，Ld為貨幣供給，k為交易性貨幣需求對收入變化的敏感系數(shù)，h為投機性貨幣需求對利率變化的敏感系數(shù)。由此，可以推導出LM曲線的表達式：

（2）

結(jié)合式（1）與（2）可以推出總需求曲線（AD）：

（3）

（二）總供給曲線（AS）

因為凱恩斯主義的長期總供給曲線是一條垂直于產(chǎn)出軸的直線，為了能更加清晰地說明總產(chǎn)出變化對于物價水平的影響，本文所提到的總供給曲線AS即短期總供給曲線。

根據(jù)菲利普斯曲線：

（4）

以及失業(yè)率的定義：

， （5）

其中，g為名義工資增長率，u為實際失業(yè)率，u*為自然失業(yè)率，ε為名義工資增長率對于失業(yè)率變動的敏感程度，Wt是第t期的工資水平，L為勞動力總?cè)藬?shù)，N為就業(yè)人數(shù)，N*為充分就業(yè)人數(shù)。令ω=ε/LF，結(jié)合式（4）與式（5）可以推出名義工資與就業(yè)量的關(guān)系式：

Wt=Wt-1[1+ω（N-N*）] （6）

站在在廠商的角度，根據(jù)“平均產(chǎn)量=邊際產(chǎn)量”的原則，有：

AP=Y/N=MP=lp （7）

其中l(wèi)p為勞動生產(chǎn)率。

根據(jù)產(chǎn)品的成本定價原則：

（8）

其中，mu為成本加成的比率。

結(jié)合式（6）、（7）和（8）可以推導出總供給曲線AS：

Pt=Pt-1[1+（Y-Y*）] （9）

其中，=ω/lp

（三）經(jīng)濟增長與貨幣政策對通貨膨脹的影響機理

在考察經(jīng)濟增長對通貨膨脹的影響時，可以通過考察總產(chǎn)出Y對物價水平P的影響來進行說明，將式（9）代入式（3）：

（10）

令α=1-Y*，β=1-c（1-t）+bk/h，φ=C0+I0+G0-cT0+cTr0，γ=b/h，所以有：

（11）

式（11）經(jīng)整理得：

（12）

物價水平Pt對總產(chǎn)出Y求一階導數(shù)：

（13）

因此經(jīng)濟增長會導致物價水平的變動，其影響程度由式（13）給出。

因為貨幣供給量是我國貨幣政策的中介目標，所以考察貨幣政策對通貨膨脹的影響時，考察貨幣供應量M0對物價水平P的影響即可，將式（9）變形為：

因此貨幣政策（貨幣供給量）會導致物價水平的變動，其影響程度由式（19）給出。

綜上，不論是經(jīng)濟增長還是貨幣政策，在經(jīng)過產(chǎn)品市場、貨幣市場、勞動力市場等多重傳導后，最終作用于通貨膨脹，可見這是一個綜合的影響結(jié)果，理論模型無法對其影響的方向以及程度精確地說明，因此需要進行實證分析。

實證分析

在理論模型分析的基礎(chǔ)之上，本文采用SVAR模型分析我國1978-2013年間經(jīng)濟增長與貨幣政策對通貨膨脹的影響，使用的計量軟件為EViews 6.0，數(shù)據(jù)來自WIND資訊中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫。

變量的選取與處理。通貨膨脹（GCPI），以CPI的年度環(huán)比增長率作為通貨膨脹的代理變量，GCPI=（CPI-100）/100；經(jīng)濟增長（GGDP），為了剔除物價因素對于GDP的影響，使用平減后的歷年GDP環(huán)比增長率作為經(jīng)濟增長的代理變量；貨幣政策（GM1），貨幣供應量是我國貨幣政策的主要中介目標之一，采用M1口徑的貨幣供應量環(huán)比增速作為貨幣政策的代理變量。

單位根檢驗與穩(wěn)健性檢驗。為了避免出現(xiàn)偽回歸，采用單位根檢驗來確保變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果如表1所示。結(jié)果表明GCPI、GGDP、GM1數(shù)據(jù)均滿足一階平穩(wěn)。同時，根據(jù)AR根表的結(jié)果顯示，其所有根的模均位于單位圓內(nèi)，所以該模型是平穩(wěn)的，本文構(gòu)建的SVAR模型滿足穩(wěn)定性條件。因此可以使用原序列來進行SVAR模型的估計。

模型的構(gòu)建與估計?；贏IC與SC信息準則，本文確定變量的滯后期為2。所以SVAR模型的表達式如下所示：

（20）

其中，參數(shù)的向量矩陣： ；變量的向量矩陣：（i=0、1、2）；隨機誤差項向量：。

由于模型有3個內(nèi)生變量，所以需要增加n（n-1）/2個約束條件，即3個約束條件。本文對模型系統(tǒng)施加如下三個約束：通貨膨脹對當期經(jīng)濟增長的變化沒有反應，即x21=0；通貨膨脹對當期貨幣政策的變化沒有反應，即x31=0；經(jīng)濟增長對當期貨幣政策的變化沒有反應，即x32=0。

通過SVAR模型可以估計出SVAR模型的約束矩陣A0和B0：

（21）

格蘭杰因果關(guān)系檢驗。前文理論分析已指出經(jīng)濟增長與貨幣政策均會影響到通貨膨脹，所以，本文通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗來分析各變量之間的關(guān)系。該檢驗的原假設H0：解釋變量不是被解釋變量變動的格蘭杰原因，備擇假設H1：解釋變量是被解釋變量變動的格蘭杰原因。表2結(jié)果表明：在99%的置信水平下，經(jīng)濟增長與貨幣政策都是引起通貨膨脹的格蘭杰原因；在95%的置信水平下，通貨膨脹也是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。

脈沖響應函數(shù)分析。本文主要研究經(jīng)濟增長與貨幣政策對通貨膨脹的影響，所以選擇沖擊變量為全部變量：CPI增速、GDP增速與M1增速，反應變量為CPI增速，選擇沖擊持續(xù)10期，則脈沖響應函數(shù)如圖1所示。

首先分析經(jīng)濟增長對通貨膨脹的沖擊。GGDP序列一單位的正向沖擊，在第二期開始對GCPI序列產(chǎn)生正向的影響，且在第三期沖擊達到最大。第四期以后這一正向影響逐漸減弱，并在第五期開始對DCPI產(chǎn)生負向的影響，在經(jīng)歷兩期后又恢復為微弱的正向的影響，并逐漸趨于收斂。脈沖分析表明，經(jīng)濟增長沖擊在短期內(nèi)不會對對通貨膨脹產(chǎn)生太大的沖擊，存在“時滯效應”，在滯后一期會顯著地引起CPI的走高。經(jīng)濟增長引起總需求的擴張導致通貨膨脹的發(fā)生，并且經(jīng)濟增長帶來通脹的壓力在第三期時達到最大。在中期，隨著經(jīng)濟增長下社會總供給的調(diào)節(jié)，經(jīng)濟發(fā)展較好地消化了物價上漲的壓力，使得CPI回落，通脹壓力得以一定程度的緩解，但是這一過程是短暫的。從長期而言，經(jīng)濟增長最終還是促進了通貨膨脹。

其次分析貨幣政策對通貨膨脹的沖擊。GM1序列一單位的正向沖擊，在第二期開始對GCPI序列產(chǎn)生較為強烈的正向影響，且在第三期沖擊達到最大。隨后開始迅速地回落，其總體走勢與經(jīng)濟增長的沖擊相一致。不同的是，擴張性的貨幣政策無論是在短期還是長期，都不會對通貨膨脹產(chǎn)生負向的沖擊，貨幣供應量的增加對于通貨膨脹的沖擊永遠都是正向的，只是影響程度在后期會顯著地減弱。脈沖分析表明，貨幣政策在第一期不會對通貨膨脹產(chǎn)生顯著的沖擊，因此貨幣政策也存在“時滯效應”。

此外，第二期以后正向沖擊的迅速走高說明了通貨膨脹對于擴張性的貨幣政策反應較為敏感，在后期迅速的回調(diào)說明了總供給的調(diào)節(jié)機制吸收了過度膨脹的總需求?？傮w而言，擴張的貨幣政策會加劇通貨膨脹的壓力，并且這一壓力在短期表現(xiàn)更為明顯。

方差分解。采用方差分解的方法分析經(jīng)濟增長以及貨幣政策對通貨膨脹的貢獻度如表3所示。第1期的沖擊全部是由通貨膨脹本身引起的，隨著期數(shù)的增加，通貨膨脹的貢獻度逐漸減弱，但仍然占主導地位。經(jīng)濟增長與貨幣政策的貢獻度逐漸增大。到第9期各變量的貢獻度逐漸趨于穩(wěn)定。此時，經(jīng)濟增長的貢獻度也達到了6.95%，貨幣政策的貢獻度達到了48.03%。貨幣政策對于通貨膨脹的貢獻度在后期甚至超過了通貨膨脹自身的貢獻度，顯著高于經(jīng)濟增長對于通貨膨脹的貢獻度。

結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

經(jīng)濟增長和貨幣政策均是引起通貨膨脹的格蘭杰原因，通貨膨脹也能引起經(jīng)濟增長格蘭杰變化。經(jīng)濟增長能拉動消費需求，進而帶來社會總需求的提高。在社會總供給不足的情況下，必然引起物價的攀升，導致通貨膨脹。此外，擴張的貨幣政策通過增加貨幣供給量，引起投資需求的增加，尤其是近年來，房地產(chǎn)作為投資的主力，急劇攀升的房價伴隨著較高的通貨膨脹率。通貨膨脹引起經(jīng)濟增長變化主要體現(xiàn)了價格機制的調(diào)節(jié)作用。

經(jīng)濟增長以及貨幣政策對通貨膨脹的影響存在“時滯效應”，在當期，經(jīng)濟增長以及貨幣政策的沖擊并不會立刻對通貨膨脹產(chǎn)生影響。但是在滯后一期時，兩者的沖擊會迅速地引起通貨膨脹水平的提高，帶來較高的通脹壓力，并在第三期達到峰值。對于經(jīng)濟增長而言，短期內(nèi)會加大通貨膨脹的壓力，后期會出現(xiàn)一個負向作用的回調(diào)過程，起到緩解通脹的作用，經(jīng)濟發(fā)展有效地消化了物價上漲的壓力，但是長期而言，經(jīng)濟增長對通貨膨脹產(chǎn)生較弱的正向影響。對于貨幣政策而言，擴張的貨幣政策對于通貨膨脹始終存在正向的影響，且這一影響先上升后下降，并最終趨于收斂。

在通貨膨脹、經(jīng)濟增長與貨幣政策三變量的框架下，通貨膨脹是一種貨幣現(xiàn)象。貨幣主義學派認為，通貨膨脹的主要成因就是因為貨幣的超發(fā)，因而把通貨膨脹歸結(jié)為一種貨幣現(xiàn)象。作為貨幣政策的中介目標，貨幣供應量的增長引起投資需求的擴張，投資需求的擴張會對于物價上升產(chǎn)生顯著的沖擊。本文實證部分結(jié)果表明：貨幣政策對于通貨膨脹的影響顯著大于經(jīng)濟增長。所以本文的結(jié)論也支撐了“通貨膨脹是一種貨幣現(xiàn)象”的結(jié)論。

（二）建議

根據(jù)上述分析，在制定經(jīng)濟增長的目標時，應該考慮到經(jīng)濟增長對于通貨膨脹的影響，過快的經(jīng)濟增長水平會帶動通貨膨脹的產(chǎn)生。所以，建議將通貨膨脹納入我國國民經(jīng)濟考核的指標中，在通貨膨脹與經(jīng)濟增長之間達成一種動態(tài)平衡，當出現(xiàn)經(jīng)濟增長過快、經(jīng)濟過熱時，應該將降通脹作為經(jīng)濟發(fā)展的重要目標。另外，經(jīng)歷了三十多年的發(fā)展，我國經(jīng)濟正處于轉(zhuǎn)型時期，不應過多地追求數(shù)字上的經(jīng)濟增長，要注重產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，逐步淘汰產(chǎn)能過剩的行業(yè)，通過經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的優(yōu)化來消化經(jīng)濟增長帶來的通脹問題。

同時，我國貨幣當局在使用貨幣政策調(diào)節(jié)經(jīng)濟增長時務必要考慮到貨幣超發(fā)是通貨膨脹的誘因以及高通脹帶來的社會福利損失。近年來我國貨幣供應量的增速已經(jīng)顯著超過其應有水平。但是，也應該注意到適度的通貨膨脹可以有效地促進經(jīng)濟發(fā)展。

因此，現(xiàn)階段我國不宜采取過度寬松的貨幣政策，穩(wěn)健積極的貨幣政策為最佳。在貨幣政策實施過程中逐漸探索新型貨幣政策工具，逐步減少對于貨幣供應量的依賴。筆者還認為應該給通貨膨脹在貨幣政策的目標之中賦予更大的權(quán)重，進而更加有效地促進貨幣政策各目標之間的平衡。

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