我國通貨膨脹影響因素的理論和實證分析

摘要：文章從理論和實證上分析了影響我國通貨膨脹的因素。實證分析結果表明，名義貨幣供給增長率對通貨膨脹率有顯著的正向影響；通貨膨脹率和實際產出增長率存在顯著的負相關；通貨膨脹慣性對當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相關。

關鍵詞：通貨膨脹率；貨幣增長率；產出增長率；M2/GDP比率

近幾年來由于流動性大幅波動、金融危機和財政貨幣刺激政策等方面的原因，我國經濟中價格水平出現了比較大的波動， 2008年金融危機爆發后，同比CPI價格指數從這一最高點處開始下降，一直下降到2009年7月份的98.2。2009年大規模的信貸投放使得人們又開始擔心2010年中國可能發生較嚴重的通貨膨脹，進入2010年以來，同比CPI指數從1月份的101.5上升到7月份的103.3，通貨膨脹的持續高增長已經成為一個全社會關注的敏感問題，人們開始加強對通貨膨脹的預測和分析，以此判斷政策走向和經濟增長情況。

根據通貨膨脹理論，通貨膨脹的類型分為需求拉動型、成本推動型、結構性和混合性的通貨膨脹。那么我國的通貨膨脹波動到底是那種類型的呢？本文根據90年代以來的相關數據，對我國通貨膨脹的原因進行理論和實證分析。

一、 通貨膨脹理論分析

1. 通貨膨脹的需求方解釋。根據古典的貨幣數量論，流通中所需要的貨幣量與名義國民收入呈一定的比例關系，即可以用公式表示為Mv=Py。根據這一古典的貨幣數量公式，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，而與實際產出增長率成反比。在不考慮貨幣流通速度變化時，當名義貨幣供應量增長率超過實際產出增長率時，通貨膨脹率就會上升，反之反是。

（2）傳統凱恩斯主義LM曲線的解釋。傳統凱恩斯主義則進一步發展了貨幣數量論，他們用貨幣市場均衡條件LM曲線來代替貨幣數量論。根據凱恩斯主義的LM曲線方程的含義，當實際貨幣需求等于實際貨幣供給時，貨幣市場達到均衡，即有M/P=L（y，r）。這里方程左邊是實際貨幣供給，M是名義貨幣供給，P是價格水平；方程右邊是實際貨幣需求L（y，r），實際貨幣需求與實際產出y正相關，與名義利率r負相關，根據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，由于貨幣需求與實際收入正相關，因此有Ly>0；Lr是貨幣需求的利率系數，因為貨幣需求與利率負相關，因此有Lr<0。根據該方程，通貨膨脹與名義貨幣供給增長正相關，與實際產出增長負相關，與名義利率變化率正相關。

（3）M2/GDP比率的不斷上升對通貨膨脹的影響。自從20世紀90年代以來，中國的M2與GDP的比率一直呈上升趨勢，從季度數據來看，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。通常我們觀察到經濟蕭條時，M2/GDP比率的變化與通貨膨脹率之間是負相關的，比如上個世紀90年代后期我國經濟的通貨緊縮時期，CPI指數一直呈現下降趨勢，但M2/GDP之間的比率還在上升，我們需要檢驗這一負相關是否顯著。

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型的通貨膨脹。成本推動型的通貨膨脹主要有要素成本（包括工資成本和資本成本）推動型及利潤推動型。在一個競爭性較強的經濟中，成本推動型的通貨膨脹主要體現為要素成本上升帶來的通貨膨脹，而在一個壟斷性較強的經濟中，成本推動型的通貨膨脹主要表現為利潤推動型的通貨膨脹。

成本推動型的通貨膨脹通常可以通過菲利普斯曲線來解釋。現代菲利普斯曲線認為通貨膨脹和實際產出是正相關的，這一正相關關系實際上可以由傳統的失業-通貨膨脹類型的菲利普斯曲線和奧肯定律推導出來。現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為影響通貨膨脹的因素可以歸納為需求拉動、成本推動和通脹慣性三種這里?濁t為供給沖擊，yt是用來反映超額需求變化的產出缺口。由于該模型中引入了多期滯后的通貨膨脹率，因此在預測通貨膨脹時有比較好的擬合效果，但其方程中沒有預期通貨膨脹，仍然不能克服新古典宏觀經濟學的批判。

早期的新凱恩斯主義菲利普斯曲線主要是從廠商價格調整行為出發來推導出來，典型例子如Galí Gertler （1999）的模型，其主要了考察廠商的交錯定價問題，這樣推導出來的菲利普斯曲線是一個用來研究通貨膨脹與通貨膨脹預期和產出缺口（或者邊際成本）之間的關系獨立方程，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模型在宏觀經濟研究中的廣泛應用，很多新凱恩斯主義學者都用DSGE模型來研究菲利普斯曲線，這類DSGE模型通過求解消費者的效用最大化問題、生產者利潤最大化問題、交錯定價（如Sbordone，2002）或價格調整成本問題（如Ireland，2004；李春吉等，2006）以及經濟系統的動態一般均衡來導出菲利普斯曲線，這樣得到的菲利普斯曲線是整個DSGE模型經濟系統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期、通貨膨脹慣性和產出缺口（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。根據這些分析，我們認為當期通貨膨脹率受到預期通貨膨脹率、滯后通貨膨脹率、實際產出增長率、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是當期的通貨膨脹率，Et?仔t+1是預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是隨機干擾，假定其為均值為零，方差為常數且沒有自相關的白噪聲擾動。根據前面的分析，可以預期參數?茁1、?茁2和?茁4大于零，?茁5小于零。而?茁3則不定，根據前面的分析，若?茁3大于零，則意味著實際產出增長率對通貨膨脹率的影響為正，這反應了供給沖擊（主要是成本沖擊）與通貨膨脹率的正相關關系；若?茁3小于零，這意味著實際產出增長率與通貨膨脹率負相關，這反應了實際總需求沖擊與通貨膨脹率的負相關關系。

二、 影響通貨膨脹因素的實證分析

接下來我們利用1991年第一季度到2009年第四季度的數據來估計上述通貨膨脹率方程，我們采用CPI指數（用月度環比CPI數據計算得到月度CPI數據后再直接轉化為季度CPI數據，1991年第一季度等于100）的變化率作為通貨膨脹率。由于統計數據沒有公布季度GDP折扣指數，我們直接采用CPI指數作為折扣指數來計算實際GDP，然后進行季節調整，這樣得到實際GDP數據。名義貨幣數據取M2數據（數據分析表明，M2與GDP和CPI的相關度比M1高，取月度數據進行平均得到季度數據，再進行季節調整），最后我們計算了M2/GDP的比率，所用數據來自中經網統計數據庫和國際金融統計年鑒。為避免虛假回歸，我們需要回歸模型中的變量為穩態變量，接下來我們對變量進行單位根檢驗，各個變量的單位根檢驗結果如表1所示。

表1單位根檢驗結果表明，通貨膨脹率、實際GDP增長率和M2增長率都是平穩變量，M2/GDP是差分平穩的，因此我們用通貨膨脹率、實際GDP增長率、M2增長率以及M2/GDP的差分數據來對回歸模型（3）進行估計。由于模型（3）中包含了預期通貨膨脹率，而預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法估計模型（3），遺憾的是估計結果很不顯著。我們還嘗試了其他的工具變量，結果仍然是很不顯著，因此我們只好放棄GMM估計。我們又嘗試了用完全預見的理性預期方法，即假定經濟行為主體對下一期的通貨膨脹率預期直接等于下一期的通貨膨脹率，然后用OLS法來估計模型，但這樣得到的回歸方程中預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期通貨膨脹率變量，再對其余變量進行回歸，得到的結果如下：

?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）

調整的R2=0.76，F=59.08， D.W.=2.31，N=75

該回歸方程中第一行括號中的數字是t統計量，第二行括號中的數字是伴隨概率）。從該回歸結果來看，各個解釋變量都很顯著，調整的擬合優度和F統計量都比較令人滿意，D.W.統計量也表明沒有隨機誤差相的序列相關，因此該回歸結果是比較理想的。根據這一回歸結果，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個百分點，當期通貨膨脹率平均增加0.183個百分點；當期實際GDP增長率每提高1個百分點，當期通貨膨脹率則平均下降0.48個百分點，這說明通貨膨脹率與總需求沖擊負相關。從邏輯上來說，通貨膨脹率與總需求沖擊負相關并不能認為總需求沖擊對通貨膨脹率有因果關系，也就是說不能認為是總需求提高了，從而通貨膨脹率下降了。從經濟學邏輯上應該反過來理解，也就是說是通貨膨脹率下降了，總需求才會提高。事實上對通貨膨脹率和實際GDP增長率進行Granger因果關系檢驗會發現（檢驗結果略），通貨膨脹率對實際GDP增長率的影響要比實際GDP增長率對通貨膨脹率的影響大，因此回歸結果顯示出來的通貨膨脹率與實際GDP增長率之間的負相關更應該理解為是通貨膨脹率的下降刺激了總需求和總產出的增加，但總需求的增加可能也是政府為了應對通貨緊縮而采取擴張性政策所帶來的。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增長率每上升一個百分點，通貨膨脹率平均上升0.717個百分點，這一關系是因果關系，Granger因果關系檢驗表明通貨膨脹率上升確實是由貨幣增長率的提高帶來的（檢驗結果略）。

再看M2/GDP比率的變化，該比率變化量大于零時，則通貨膨脹率下降，反之該比率變化量小于零時，則通貨膨脹率上升，該比率變化量每增加1個點，通貨膨脹率則平均下降0.112個百分點。但該比率的變化量與通貨膨脹率之間的負相關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系，事實上Granger因果關系檢驗表明是通貨膨脹率決定了該比率的變化，而不是相反（檢驗結果略）。因此回歸系數顯示出來的通貨膨脹率與M2/GDP變化之間的負相關實際上說明了通貨膨脹對M2/GDP比率變化的負向因果關系。也就是說當通貨膨脹率低的時候，這往往意味著經濟比較低迷，中央銀行會采取擴張性貨幣政策來刺激經濟；但增加的貨幣供應沒能很快刺激經濟走出低谷，因此M2/GDP比率的會上升而通貨膨脹率卻仍然在下降。根據李春吉（2010）的分析，這一比率的持續上升反應了我國經濟中私人部門的最終需求與實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防性和規避風險的動機，不愿意把儲蓄貨幣轉化為消費和投資需求，客觀方面是由于財富分配不均而導致想要增加消費和投資的私人部門因為沒有錢而不能增加消費和投資，而有錢的私人部門因為規避風險或者已經飽和而又不需要增加消費和投資，因此實際產出處于低水平，這樣M2/GDP比率就會提高。

上述回歸結果不但是顯著的，而且回歸方程也是穩定的，這一點可以通過對其回歸殘差進行穩定性檢驗，這其實就是EG兩步法協整檢驗。對回歸殘差的單位根檢驗確實表明回歸殘差是平穩的（單位根檢驗結果略），事實上這也可以從D.W.統計量看出來，因此上述回歸方程也表明了樣本期內通貨膨脹率和其他變量之間確實存在著長期的穩定關系（協整檢驗結果表明通貨膨脹率與實際GDP增長率、M2增長率和M2/GDP的變化等變量之間確實存在著協整關系，檢驗結果略）。

回歸模型（3）式中，M2增長率、實際GDP增長率和滯后的通貨膨脹率進入到通貨膨脹率方程是比較容易理解的，而M2/GDP比率的變化進入回歸模型的理解如前所述，它反應了總需求和貨幣持有之間的替代彈性。但該比率進入回歸模型是否會引起與其他解釋變量之間的多重共線呢？實際上如果我們去掉該比率的變化，那么回歸方程的擬合程度會大大下降，包含該比率變化的調整R平方是0.76，而去掉該比率變化后回歸的調整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、 結論

本文通過對我國通貨膨脹影響因素的理論與實證分析，揭示了實際產出增長率、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關系。回歸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，而通貨膨脹率與實際產出增長率之間有顯著的負相關，這意味著通貨膨脹率的下降刺激了總需求和總產出的增加（可能是政府為解決通貨緊縮而實行擴張性政策帶來的）。通貨膨脹慣性對通貨膨脹也有一定的影響，而預期通貨膨脹率對當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，這一定程度上反應了中央銀行的相機決策的貨幣政策，也反應了我國經濟是總需求和貨幣供給之間的替代彈性較低，儲蓄資金難以轉化為投資和消費需求，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，南京大學經濟學院博士生，南京財經大學副教授。

收稿日期：2012-03-19。