我国通货膨胀影响因素的理和实证

摘 要：文章从理论和实证上分析了影响我国通货膨胀的因素.实证分析结果表明,名义货币供给增长率对通货膨胀率有显著的正向影响；通货膨胀率和实际产出增长率存在显著的负相关；通货膨胀惯性对当期通货膨胀也有一定的影响.M2/GDP比率的变化与通货膨胀率存在显著的负相关.

关 键 词：通货膨胀率；货币增长率；产出增长率；M2/GDP比率

近几年来由于流动性大幅波动、金融危机和财政货币刺激政策等方面的原因,我国经济中水平出现了比较大的波动,2008年金融危机爆发后,同比CPI指数从这一最高点处开始下降,一直下降到2009年7月份的98.2.2009年大规模的信贷投放使得人们又开始担心2010年中国可能发生较严重的通货膨胀,进入2010年以来,同比CPI指数从1月份的101.5上升到7月份的103.3,通货膨胀的持续高增长已经成为一个全社会关注的敏感问题,人们开始加强对通货膨胀的预测和分析,以此判断政策走向和经济增长情况.

根据通货膨胀理论,通货膨胀的类型分为需求拉动型、成本推动型、结构性和混合性的通货膨胀.那么我国的通货膨胀波动到底是那种类型的呢?本文根据90年代以来的相关数据,对我国通货膨胀的原因进行理论和实证分析.

一、通货膨胀理论分析

1.通货膨胀的需求方解释.根据古典的货币数量论,流通中所需要的货币量与名义国民收入呈一定的比例关系,即可以用公式表示为Mv等于Py.根据这一古典的货币数量公式,通货膨胀率可以表示为：

△P/P等于△M/M+△v/v-△Y/Y（1）

（1）式表明通货膨胀率和名义货币增长率成正比,而与实际产出增长率成反比.在不考虑货币流通速度变化时,当名义货币供应量增长率超过实际产出增长率时,通货膨胀率就会上升,反之反是.

（2）传统凯恩斯主义LM曲线的解释.传统凯恩斯主义则进一步发展了货币数量论,他们用货币市场均衡条件LM曲线来代替货币数量论.根据凯恩斯主义的LM曲线方程的含义,当实际货币需求等于实际货币供给时,货币市场达到均衡,即有M/P等于L（y,r）.这里方程左边是实际货币供给,M是名义货币供给,P是水平；方程右边是实际货币需求L（y,r）,实际货币需求与实际产出y正相关,与名义利率r负相关,根据LM曲线方程,通货膨胀率可以表示为：

△P/P等于△M/M-Ly*（△Y/Y）-Lr*（△r/r）（2）

（2）式中,Ly是货币需求的收入系数,由于货币需求与实际收入正相关,因此有Ly>0；Lr是货币需求的利率系数,因为货币需求与利率负相关,因此有Lr<0.根据该方程,通货膨胀与名义货币供给增长正相关,与实际产出增长负相关,与名义利率变化率正相关.

（3）M2/GDP比率的不断上升对通货膨胀的影响.自从20世纪90年代以来,中国的M2与GDP的比率一直呈上升趋势,从季度数据来看,这一比率从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.通常我们观察到经济萧条时,M2/GDP比率的变化与通货膨胀率之间是负相关的,比如上个世纪90年代后期我国经济的通货紧缩时期,CPI指数一直呈现下降趋势,但M2/GDP之间的比率还在上升,我们需要检验这一负相关是否显著.

2.通货膨胀的供给方解释.从供给方面来解释通货膨胀主要是成本推动型的通货膨胀.成本推动型的通货膨胀主要有要素成本（包括工资成本和资本成本）推动型及利润推动型.在一个竞争性较强的经济中,成本推动型的通货膨胀主要体现为要素成本上升带来的通货膨胀,而在一个垄断性较强的经济中,成本推动型的通货膨胀主要表现为利润推动型的通货膨胀.

成本推动型的通货膨胀通常可以通过菲利普斯曲线来解释.现代菲利普斯曲线认为通货膨胀和实际产出是正相关的,这一正相关关系实际上可以由传统的失业-通货膨胀类型的菲利普斯曲线和奥肯定律推导出来.现代菲利普斯形曲线常被用来研究通货膨胀的成因及对通货膨胀的预测,其中最著名的是Gordon（1996）提出的“三角”形式的菲利普斯曲线,这种菲利普斯曲线认为影响通货膨胀的因素可以归纳为需求拉动、成本推动和通胀惯性三种这里浊t为供给冲击,yt是用来反映超额需求变化的产出缺口.由于该模型中引入了多期滞后的通货膨胀率,因此在预测通货膨胀时有比较好的拟合效果,但其方程中没有预期通货膨胀,仍然不能克服新古典宏观经济学的批判.

早期的新凯恩斯主义菲利普斯曲线主要是从厂商调整行为出发来推导出来,典型例子如Galí&Gertler（1999）的模型,其主要了考察厂商的交错定价问题,这样推导出来的菲利普斯曲线是一个用来研究通货膨胀与通货膨胀预期和产出缺口（或者边际成本）之间的关系独立方程,这样的菲利普斯曲线通常只包括供给方面的冲击,而没有包括需求方面的冲击.随着DSGE模型在宏观经济研究中的广泛应用,很多新凯恩斯主义学者都用DSGE模型来研究菲利普斯曲线,这类DSGE模型通过求解消费者的效用最大化问题、生产者利润最大化问题、交错定价（如Sbordone,2002）或调整成本问题（如Ireland,2004；李春吉等,2006）以及经济系统的动态一般均衡来导出菲利普斯曲线,这样得到的菲利普斯曲线是整个DSGE模型经济系统中的核心总供给方程,其在形式上除了包含基本的通货膨胀预期、通货膨胀惯性和产出缺口（或边际成本）之外,还包含了需求冲击、货币冲击（如果模型中包含了货币）和供给冲击等外生冲击变量.

综合上述有关通货膨胀的理论分析,可以看出影响通货膨胀的因素即有来自需求方面的因素,也有来自供给方面的因素.根据这些分析,我们认为当期通货膨胀率受到预期通货膨胀率、滞后通货膨胀率、实际产出增长率、名义货币供给增长率和M2/GDP比率变化等因素的影响,因此我们建立如下通货膨胀回归模型：

仔t等于茁0+茁1Et仔t+1+茁2仔t-1+茁3yg+茁4mg+茁5Rmy+着t（3）

该回归模型中,仔t是当期的通货膨胀率,Et仔t+1是预期的下一期的通货膨胀率,仔t-1是滞后通货膨胀率,yg是实际GDP的增长率,mg是名义货币供给M2增长率,Rmy是M2/GDP的比率.着t是随机干扰,检测定其为均值为零,方差为常数且没有自相关的白噪声扰动.根据前面的分析,可以预期参数茁1、茁2和茁4大于零,茁5小于零.而茁3则不定,根据前面的分析,若茁3大于零,则意味着实际产出增长率对通货膨胀率的影响为正,这反应了供给冲击（主要是成本冲击）与通货膨胀率的正相关关系；若茁3小于零,这意味着实际产出增长率与通货膨胀率负相关,这反应了实际总需求冲击与通货膨胀率的负相关关系.

二、影响通货膨胀因素的实证分析

接下来我们利用1991年第一季度到2009年第四季度的数据来估计上述通货膨胀率方程,我们采用CPI指数（用月度环比CPI数据计算得到月度CPI数据后再直接转化为季度CPI数据,1991年第一季度等于100）的变化率作为通货膨胀率.由于统计数据没有公布季度GDP折扣指数,我们直接采用CPI指数作为折扣指数来计算实际GDP,然后进行季节调整,这样得到实际GDP数据.名义货币数据取M2数据（数据分析表明,M2与GDP和CPI的相关度比M1高,取月度数据进行平均得到季度数据,再进行季节调整）,最后我们计算了M2/GDP的比率,所用数据来自中经网统计数据库和国际金融统计年鉴.为避免虚检测回归,我们需要回归模型中的变量为稳态变量,接下来我们对变量进行单位根检验,各个变量的单位根检验结果如表1所示.

表1单位根检验结果表明,通货膨胀率、实际GDP增长率和M2增长率都是平稳变量,M2/GDP是差分平稳的,因此我们用通货膨胀率、实际GDP增长率、M2增长率以及M2/GDP的差分数据来对回归模型（3）进行估计.由于模型（3）中包含了预期通货膨胀率,而预期通货膨胀率是不可观察变量,因此我们首先尝试用GMM法来估计模型（3）,我们选择了滞后1阶和滞后2阶通货膨胀率、滞后1阶实际GDP增长率、滞后1阶M2增长率和滞后1阶M2/GDP的差分作为工具变量,采用GMM法估计模型（3）,遗憾的是估计结果很不显著.我们还尝试了其他的工具变量,结果仍然是很不显著,因此我们只好放弃GMM估计.我们又尝试了用完全预见的理性预期方法,即检测定经济行为主体对下一期的通货膨胀率预期直接等于下一期的通货膨胀率,然后用OLS法来估计模型,但这样得到的回归方程中预期的通货膨胀率仍然不显著.因此我们只好在模型中剔除预期通货膨胀率变量,再对其余变量进行回归,得到的结果如下：

仔t等于-0.007+0.183仔t-1-0.48ygt+0.717mgt-0.112驻Rmyt

（-2.43）（2.53）（-9.52）（9.44）（-9.32）

（0.018）（0.0135）（0.000）（0.000）（0.000）

调整的R2等于0.76,F等于59.08,D.W.等于2.31,N等于75

该回归方程中第一行括号中的数字是t统计量,第二行括号中的数字是伴随概率）.从该回归结果来看,各个解释变量都很显著,调整的拟合优度和F统计量都比较令人满意,D.W.统计量也表明没有随机误差相的序列相关,因此该回归结果是比较理想的.根据这一回归结果,我们可以看到,通货膨胀率有一定的惯性,上一期通货膨胀率每增加1个百分点,当期通货膨胀率平均增加0.183个百分点；当期实际GDP增长率每提高1个百分点,当期通货膨胀率则平均下降0.48个百分点,这说明通货膨胀率与总需求冲击负相关.从逻辑上来说,通货膨胀率与总需求冲击负相关并不能认为总需求冲击对通货膨胀率有因果关系,也就是说不能认为是总需求提高了,从而通货膨胀率下降了.从经济学逻辑上应该反过来理解,也就是说是通货膨胀率下降了,总需求才会提高.事实上对通货膨胀率和实际GDP增长率进行Granger因果关系检验会发现（检验结果略）,通货膨胀率对实际GDP增长率的影响要比实际GDP增长率对通货膨胀率的影响大,因此回归结果显示出来的通货膨胀率与实际GDP增长率之间的负相关更应该理解为是通货膨胀率的下降刺激了总需求和总产出的增加,但总需求的增加可能也是政府为了应对通货紧缩而采取扩张性政策所带来的.再看货币对通货膨胀的影响,名义货币供应量M2的增长率对通货膨胀率具有显著的正向影响,M2增长率每上升一个百分点,通货膨胀率平均上升0.717个百分点,这一关系是因果关系,Granger因果关系检验表明通货膨胀率上升确实是由货币增长率的提高带来的（检验结果略）.

再看M2/GDP比率的变化,该比率变化量大于零时,则通货膨胀率下降,反之该比率变化量小于零时,则通货膨胀率上升,该比率变化量每增加1个点,通货膨胀率则平均下降0.112个百分点.但该比率的变化量与通货膨胀率之间的负相关并不表明该比率变化量的上升与通货膨胀率下降之间有因果关系,事实上Granger因果关系检验表明是通货膨胀率决定了该比率的变化,而不是相反（检验结果略）.因此回归系数显示出来的通货膨胀率与M2/GDP变化之间的负相关实际上说明了通货膨胀对M2/GDP比率变化的负向因果关系.也就是说当通货膨胀率低的时候,这往往意味着经济比较低迷,银行会采取扩张性货币政策来刺激经济；但增加的货币供应没能很快刺激经济走出低谷,因此M2/GDP比率的会上升而通货膨胀率却仍然在下降.根据李春吉（2010）的分析,这一比率的持续上升反应了我国经济中私人部门的最终需求与实际货币持有之间的替代弹性比较低,也就是说增加的货币不能有效地转化为最终需求的增加.最终需求和货币持有之间的替代弹性较低的原因有主观和客观两方面,主观方面是由于私人部门出于预防性和规避风险的动机,不愿意把储蓄货币转化为消费和投资需求,客观方面是由于财富分配不均而导致想要增加消费和投资的私人部门因为没有钱而不能增加消费和投资,而有钱的私人部门因为规避风险或者已经饱和而又不需要增加消费和投资,因此实际产出处于低水平,这样M2/GDP比率就会提高.

上述回归结果不但是显著的,而且回归方程也是稳定的,这一点可以通过对其回归残差进行稳定性检验,这其实就是EG两步法协整检验.对回归残差的单位根检验确实表明回归残差是平稳的（单位根检验结果略）,事实上这也可以从D.W.统计量看出来,因此上述回归方程也表明了样本期内通货膨胀率和其他变量之间确实存在着长期的稳定关系（协整检验结果表明通货膨胀率与实际GDP增长率、M2增长率和M2/GDP的变化等变量之间确实存在着协整关系,检验结果略）.

回归模型（3）式中,M2增长率、实际GDP增长率和滞后的通货膨胀率进入到通货膨胀率方程是比较容易理解的,而M2/GDP比率的变化进入回归模型的理解如前所述,它反应了总需求和货币持有之间的替代弹性.但该比率进入回归模型是否会引起与其他解释变量之间的多重共线呢?实际上如果我们去掉该比率的变化,那么回归方程的拟合程度会大大下降,包含该比率变化的调整R平方是0.76,而去掉该比率变化后回归的调整R平方只有0.46,因此把该比率变化包括在回归模型中是合理的,不但不会引起多重共线问题,反而是不可缺少的影响通货膨胀率变化的变量.

三、结论

本文通过对我国通货膨胀影响因素的理论与实证分析,揭示了实际产出增长率、名义货币M2增长率、通货膨胀率惯性和M2/GDP比率变化与通货膨胀率的相关关系.回归分析表明我国通货膨胀率主要受到货币增长率的正向影响,而通货膨胀率与实际产出增长率之间有显著的负相关,这意味着通货膨胀率的下降刺激了总需求和总产出的增加（可能是政府为解决通货紧缩而实行扩张性政策带来的）.通货膨胀惯性对通货膨胀也有一定的影响,而预期通货膨胀率对当期通货膨胀率的影响并不太显著.M2/GDP比率的变化对通货膨胀率具有显著的影响,这一定程度上反应了银行的相机决策的货币政策,也反应了我国经济是总需求和货币供给之间的替代弹性较低,储蓄资金难以转化为投资和消费需求,这将是影响我国通货膨胀的长期因素.