一、我国的通货膨胀决定模型
假定企业的i的需求由两部分ci和ai组成，其中ci是对价格的敏感要求，服从不变替代弹性函数
因而有 ， ，ai是受非价格因素影响的需求，主要受金融约束，财政支出，国外收入水平的影响。设ait=At，则企业的需求函数为：
（1.1）
设企业i的要素需求函数为1it=α+βqit，要素价格为Wt，则企业的利润函数为：
IIit=pitqit-Wtlit=pitqit-Wtα-Wtβqit（1.2）
把式（1.1）代入（1.2），求解企业的利润最大化问题可以得到一阶条件：
（1.3）
利润最大化还要求满足二阶条件：
（1.4）
将利润最大化条件，即式（1.3）对数线性化，可得：
（1.5）
类似的，我们可以得到t-1期企业定价的价格方程：
（1.6）
我们沿用Calvo（1983）的交错价格模型，假定t时期企业只能以y概率调整价格，这意味着t时期，所有企业中只有比例的部分可以调整价格，1-y比例的部分沿用前一期价格，即总价格水平为：
（1.7）
对数线性化后，得：
（1.8）
由式（1.5）、式（1.6）和式（1.8）得：
（1.9）
式（1.9）两边同时减去 并用 可得：
（1.10）
式（1.10）表明我国通货膨胀受通货膨胀预期，外生性需求对其稳态值的偏离，以及实际成本对其稳态值的偏离等三个因素的影响。我们进一步把外生性需求分解为贷款引致需求L，财政扩张引致需求G和国处收入增加引致的需求T；把要素成本分解成劳动力成本W1，资本成本WK和中间投入成本Wi三部分，并假设总的外生性需求函数和生产函数都服从C-D函数，则可得：
（1.11）
其中 都为正参数，可以看出式（1.11）描绘了我国的通货膨胀动态。
二、实证分析
（一）变量选择
根据前文的分析，选择国际原油价格指数（oil）、进口商品价格指数（mp）、人民币汇率（e）货币供应量（m1）、工业产品价格指数（PPI）以及GDP产出缺口作为解释变量。所有解释变量的数据均为2007年1月至2011年12月的月度数据。由于我国不公布GDP的月度数据，所以我们用工业增加值来近似地代替GDP，通过对工业增加值进行季节调整，并利用HP滤波法计算循环因素，由此来表示GDP缺口。
（二）我国本次通货膨胀成因的向量自回归模型
由于我们主要研究的是通货膨胀与解释变量之间的联系，所以在建立模型之前我们进行了CPI与各解释变量之间的Granger因果检验，检验结果表明各解释变量与CPI存在着Granger因果联系。由于某些变量的原始数据存在非平稳性，因此，我们对各变量进行了协整检验，结果发现存在6个长期的协整关系。
在前面各项检验结果的基础上，根据模型精简原则以及AIC、SC信息准则，我们选择滞后期为1期，并建立模型。表1为各子程的模型估计结果，从表中可以看到，除GDP产出缺口之外，各子方程的拟合优度均超过90%，虽然GDP产出缺口子方程的拟合优度相对较低，但也达到了69%，这表明模型总体有着较高的拟合效果。图1中的点表示AR特征多项式的根的倒数，可以看到这些点都位于单位圆内，说明我们所估计的模型是稳定的。
表1 各子方程的模型估计结果
图1 VAR模型的AR特征多项式根
（三） CPI的脉冲响应曲线
通过脉冲响应函数我们可以识别一种变量的冲击对VAR系统中其他变量的影响程度，现在我们就利用脉冲响应函数来分析各解释变量所形成的冲击对CPI的影响，CPI脉冲响应曲线如图2。从图中可以看到：
（1）一次正的汇率冲击会对通货膨胀产生正的影响，这种影响在15期左右达到最大，而30期之后，这种影响逐渐消失了。
（2）正的GDP产出缺口的冲击对CPI产生正的影响，这种影响在第6期达到最大，16期后变为负的影响，而33期后影响消失。同样，M1的正面冲击也会对CPI产生正的影响，影响在第7期达到最大，18期后变为负的影响，35期后消失。正的PPI扰动也会对CPI产生正的影响，与GDP产出缺口和M1的影响相似，PPI所产生的影响在3期左右达到最大，第9期后变为负的影响，22期后影响消失。
（3）进口商价格的冲击首先会对CPI产生负向的影响，但在16期后该影响变为正向影响，并在35期后消失。国际原油价格冲击起初有正的影响，但持续时期较短，很快便转为负的影响，并在16期左右达到最大，但23期后，其影响又变为正向影响，并在40期后消失。
（1）对cpi的响应 （2）对汇率的响应 （3）对产出缺口的响应
（4）对M1响应 （5）对进口商品价格指数的响应 （6）对原油价格指数的响应
（7）对PPI的响应
图2 CPI的脉冲响应曲线图
三、实证结论与政策启示
本文对我国本次通货膨胀的成因进行了实证研究，文章首先从厂商定价模型出发，进而推导出我国通货膨胀成因决定的理论模型；然后，在我国通货膨胀月度数据的基础上，通过建立VAR模型对我国本次通货膨胀的成因进行了定量分析。通过上述步骤的分析，本文得出了以下的结论：
（1）汇率对通货膨胀有正向的影响，但这种影响所持续的时间不长。
（2） CPI对产出缺口、M1的冲击有相对较大幅度的响应，产出缺口与M1是代表需求的变量，说明需求因素在我国本次通货膨胀的成因中起相对主要的作用。
（3）CPI对进口商品价格指数、原油价格指数以PPI冲击的响应幅度相对较小，这些是代表成本因素的变量，说明成本因素对我国本次通货的影响小于由需求因素产生的影响。
从以上的结论我们可得到以下启示：
（1）利用人民币升值来解决通货膨胀问题，在短期内能起到一定效果，但其效果持续时间不长。理论上来说，人民币升值会使得出口产品的相对价格上升，使我国在国际贸易上的竞争力下降，出口减少，减小贸易顺差，从而减小国外的需求，人民币的升值可以从需求方面减少我国的通胀压力。然而，事实上，我国外贸在汇率持续上升、美国次贷危机以及出口退税政策等多重压力之下仍然保持着稳定的增长，说明人民币汇率的传导机制存在着阻碍。另外，随着人民币升值预期的上升，巨额的套利机会促使国际游资加速注入，这将使得人民币的供应量大大增加，在一定程度增加了我国的通胀压力，因此，依靠人民币升值来解决当前通货膨胀问题并不见得能够取得相应的效果。
论文关键词：输入型通货膨胀，大宗初级产品，美元贬值，人民币国际化
一、2007-2008年我国输入型通货膨胀概况
2007年开始，中国的消费者物价指数(CPI)就在一直高位运行，从年初的2.2%上升到当年12月份的6.5%,然后又上升到2008年2月的8.7%；随后CPI一路下滑，降到7月6.3%，最后12月降到1.2%[2]，形成一个从上升、高峰、再到下降、消失的完整过程。
而同一时期，世界上石油、粮食、铁矿石等大宗初级产品价格在飘升。2008年7月，世界石油价格暴涨至创纪录的历史高点147美元。粮食、铁矿石等其它我国大宗进口资源的价格也经历了类似的过程。而我国又是这些资源性商品的进口大国，石油、铁矿石一半以上需要进口，粮食中的大豆更是90%依赖进口，通过国际贸易使通货膨胀传入我国，并对国民经济造成伤害。
二、我国输入型通货膨胀的传导路径分析
关于输入型通货膨胀的概念，学术界至今尚无定论。一般是指：在开放经济中，国际市场价格上涨和国际资本流入规模过大，导致进口商品成本上升和国内货币供给被迫增加，进而引发国内市场价格普遍、持续上涨的经济现象。本文主要分析由于国际大宗初级产品价格上涨导致我国出现的输入型通货膨胀。
一般而言，国际市场初级产品价格上涨，首先推动我国原材料、材料、动力购进价格指数的上涨，然后引起工业品出厂价格指数即工的上涨国际贸易论文，最后再传导至居民消费价格指数，从而引起物价的全面上涨。2007年初级品进口中，非食用原料和燃料等生产原料比重占91.67%，这些产品进口价格变化必然改变国内厂商的生产要素价格和生产成本，表现为国内工业品出厂价格的变化，并最终间接影响居民消费价格水平。
以石油为例，由于石油是基础能源产品，是工业交通的血液，被誉为“黑色黄金”。随着国际原油价格的上涨，导致国内成品油价格的上涨，又引起国内交通运输、用油工业品以及居民燃气价格的上涨；有机化工产品价格的上涨则与国际原油价格同步，随着有机化工产品价格的上涨，其下游的塑料、橡胶和化纤等工业中间品的价格也进一步上升，并由此一步一步向下传导，最终引起整个社会价格总水平的上升论文开题报告范例。
三、国际大宗初级产品价格上涨的原因分析
世界上石油、粮食、铁矿石等大宗初级产品除了受自然条件、资源禀赋等因素限制外，由于其以美元计价，在世界流动性过剩、美元贬值以及受次贷危机影响金融资产接连发生危机的背景下，世界大宗商品被赋予了金融投机以及资产储备功能，从而导致这些商品价格出现大幅度上涨的态势。
美国次贷危机发生后，放任美元贬值，通过贸易逆差向全球输出大量美元，成为全球货币的“供钞机”，造成世界范围内货币供应过多、流动性过剩，国际市场石油、原材料、粮食等大宗商品价格持续上涨，形成全球性通货膨胀。衡量美元强弱的指标美元指数在此期间发生了巨大波动，美元指数的上升说明美元升值，以美元计价的商品价格下跌，反之则贬值，商品价格上涨。美元指数由2006年9月1日的85.67一直下跌至2008年3月7日创73.11历史低位，在此期间，国际大宗初级产品价格急剧上涨[3]。
四、对策分析
通过分析，我们发现，此轮输入型通货膨胀，与美国的国内经济问题及其“以邻为壑”的汇率政策是分不开的。这些政策给全球带来巨大灾难，但各国也没能牵制美国，随着国际金融危机的爆发，美国实施了新一轮的定量宽松货币政策，向世界输入大量的美元，助推国际大宗初级产品的价格屡创历史新高。据报道国际贸易论文，为刺激经济进一步复苏，美联储计划在近期推出第二轮定量宽松政策，将造成美元进一步贬值。
因此，治理输入型通货膨胀，除了配合使用相应的财政和货币政策外，我们应从问题的根源出发，即美元这种主权货币既是国际储备货币又是大宗初级产品的计价货币还是国际贸易结算货币，美国对经济失衡的汇率调整是无效的，因为多数国家货币都以该国货币为参照。为解决经济问题而制定的政策必将对美元的币值变化产生影响，并最终影响到大宗初级产品的价格。为此，各国应积极加强经济政治合作，协调财政和货币政策，避免出现“以邻为壑”的政策出现；同时还应创造一种与主权国家脱钩、并能保持币值长期稳定的国际储备货币，从而避免主权信用货币作为储备货币的内在缺陷；最后，还应适时的将大宗初级产品以这种国际储备货币计价。对我国而言，应抓住机遇，积极推进人民币的国际化进程，首先推动人民币成为国际结算货币，这样我们既可以降低以美元等货币结算的汇率风险，还可以减少以美元等国际货币的外汇储备，降低国际通货膨胀通过货币途径传递的几率。
[2] 数据来源于国家统计局：www.stats.gov.cn
[3] 根据美元指数走势图得出。
关键词： 中国；通货膨胀；文献综述
中图分类号：F822.5 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2014）11-0018-03 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2014.11.04
通货膨胀不仅仅是物价水平的上升，而且具有普遍性和持续性，这也就加剧了通货膨胀的影响广度与深度。各国在促进经济增长的同时，也在关注着物价水平的波动，以便及时采取措施抑制通货膨胀的产生。随着我国对外开放程度的加深、经济实力的增强以及国际地位的提升，影响国内通货膨胀的因素也逐渐扩大到国外，世界主要大国的商品价格波动以及欧美货币政策的实施等都会通过不同的渠道传输至国内，加大国内预防、抑制通货膨胀的压力。
一、通货膨胀的度量
通货膨胀的度量大致可分为传统的通货膨胀与核心通货膨胀两类。传统的通货膨胀度量，即用物价水平CPI或GDP缩减指数表示，CPI运用最早且较为简便，目前仍是学者们运用最广泛的评价指标，而GDP缩减指数的运用广度则稍次之。从通货膨胀的定义知通货膨胀具有普遍性，包含不同的领域，而CPI仅涵盖消费品和服务领域，以此来代表通货膨胀的程度明显存在不足。GDP缩减指数虽然涵盖了一个国家或地区生产的所有货物和服务，但存在替代误差、产品质量变化误差、新产品偏误等[1]，也不能准确反映通货膨胀水平。核心通货膨胀由Eckstein于1981年首次提出，以传统CPI指数为基础，剔除食品和能源消费品价格的上涨，没有统一的测度方法，如两阶段估计法、动态因子指数（DFI）模型、持续性加权核心通货膨胀指数等。李金昌（2014）从金融的视角对30%比率截尾法、SVAR法、持续性加权法、方差加权指数法和HP滤波法进行对比分析，认为方差修削法更适合测算我国的核心通货膨胀率[2]。虽然核心通货膨胀率的使用是对通货膨胀测度方法的一种创新且颇受学者的青睐，但也存在着质疑声。谭本艳（2014）认为食品价格既是中国整体CPI的短期主导力，又是长期主导力，扣除食品比重的核心通货膨胀违背了核心通货膨胀的本质内涵[3]。
国外也对通货膨胀的测度进行了创新，如澳大利亚编制最终购买价格指数（Domestic Final Purchase Index）、英国使用最终支出价格指数等，但这些指标仍然存在着不足之处。目前，关于通货膨胀率的测算仍无一精确的通用标准。
二、通货膨胀的成因
最初，西方经济学把通货膨胀分为成本推动型通货膨胀、需求拉上型通货膨胀、结构型通货膨胀等，国内学者也对我国不同时期的通货膨胀原因进行了验证。但通货膨胀的成因是错综复杂的，而非单一因素的结果，有些成因无法归结到某一类中，对通货膨胀成因进行分类界定的意义并不大，因此学者们的研究方向逐渐转向具体的诱发因素。根据通货膨胀成因的不同，大致可分为两类，并绘成图1。
（一）内在诱导
通货膨胀的内在诱导因素指通货膨胀惯性（周期）、通货膨胀预期以及通货膨胀的不确定性等，通货膨胀预期则基于通货膨胀的不确定性和惯性，因此对膨胀预期的研究居多。通货膨胀预期既有前瞻性又有后顾性，受产出、消费、投资和资产价格波动的影响[4]，同时货币政策也会增加市场中的中短期通货膨胀预期，但对长期通货膨胀预期的影响不大。央行行长讲话也会加大通货膨胀预期的波动[5]，从而对通货膨胀产生影响，我国通货膨胀主要受前瞻性通货膨胀预期的影响[6]。尤其是在市场化经济比较发达且总需求过盛的省份[7]，向后看的适应性预期也起到一定的作用[8]。在影响当期通货膨胀水平方面，认为通货膨胀惯性比通货膨胀预期效果更明显[9]，但通货膨胀惯性随着通货膨胀运行的不同阶段和货币政策的变化会发生内生结构的变化，总体呈下降趋势，在通货膨胀的下降期和紧缩期惯性较大[10]。因此，可以通过对通货膨胀预期的引导与控制来预防或平抑通货膨胀，李颖（2010）等指出通货膨胀预期存在门限值，当预期低于2.8%时，减少M1具有显著的抑制通货膨胀作用；当预期处于2.8%-3.9%之间时，两种货币政策工具对通货膨胀均有显著的调控作用；当预期高于3.9%时，利率是抑制未来通货膨胀的有效手段[11]。
（二）外在因素
通货膨胀的外在因素是指通货膨胀自身以外的因素，根据来源不同，又可分为国内因素和国外因素。从总的经济发展角度来看，李腊生（2010）、陈朝旭（2011）等均指出经济增长与通货膨胀之间存在双向的格兰杰因果关系，且经济增长对通货膨胀具有明显滞后一期的负面影响[12-14]，由此存在着一个两难冲突的困境，合理的通货膨胀水平能够促进经济增长，但当通货膨胀超过某一临界值时，就会对经济增长产生负面的影响。彭方平（2013）基于企业层面的数据研究表明，通货膨胀对经济增长产生负面影响的临界值为3.8%，且两种机制间的转换非常快[15]。具体到经济增长的不同层面对通货膨胀的影响，研究目前主要集中在金融相关领域，黄金价格与储备、货币政策、人民币汇率、金融创新等都会对通货膨胀产生影响，其中货币供给与通货膨胀之间的关系颇具争议。宋健（2010）、何启志（2011）等一致认为货币供应量是长期内诱导通货膨胀的主要原因，甚至吴剑飞（2010）等认为短期内亦如此[16-18]。对此，陈彦斌（2009）等则持反对意见，他指出M0、M1、M2对通货膨胀没有影响，超额的货币供应量并不是影响我国通货膨胀的重要原因[19]，李宝仁（2013）等运用线性协整模型检验表明，仅M0的增长率与通货膨胀率有关[20]。也有部分学者从房地产价格、产出缺口、人口老龄化、土地供给等角度对通货膨胀的成因进行剖析。
国外因素也即输入型通货膨胀，包括国际食品价格、国际原油价格、国际利率、全球化、美元贬值等，通货膨胀的全球联动效应和区域联动效应能解释各国通货膨胀率波动的36%和18%[21]。国际大宗商品价格对通货膨胀的形成具有较强的促进作用，且随着我国开放程度的提高以及进口消费的提升，这种促进作用会进一步加强[22]。另外，美元贬值、量化宽松的货币政策等会从成本推动、资金输入以及货币扩张等方面推动国内通货膨胀水平的提升[23]。
三、通货膨胀的福利成本
通货膨胀与经济增长之间存在一个临界值，Monaheng Seleteng（2013）认为当通货膨胀率小于18.9%时，通货膨胀在一定程度上能够促进经济增长，反之则弊大于利，也即通货膨胀存在福利成本，具体表现在通货膨胀会扩大城乡收入差距、阻碍第一产业、第三产业的升级等方面[24]。福利成本的测算最初是由美国学者Bailey于1956年完成的，他从消费者剩余的角度，基于凯恩斯货币需求理论构建“福利三角形”来测算通货膨胀的福利成本[25]。国内关于通货膨胀福利成本的测算较晚，2002年谢赤基于金融创新的角度对我国通货膨胀福利成本的测算进行了探究，随后，学者们采用货币搜寻模型、广义矩方法、MIU模型等方法对通货膨胀的福利成本进行了测度，不同方法测算的结果不尽相同，甚至相差很大。陈刚（2013）以通货膨胀对居民幸福感的影响，间接性地测算了我国通货膨胀的福利成本大小，研究表明我国通货膨胀福利成本高于欧美国家，通货膨胀率上升一个百分点，将会使国民幸福感降低1.13%左右，这需要GDP增长率上升2个百分点来弥补[26]。王珂英和张鸿武（2012）测算表明我国10%的通货膨胀率造成的福利成本约为收入的1.2%[27]。
由表2可知，关于通货膨胀福利成本核算的方法在不断创新与完善，从局部均衡到一般均衡，从货币效用到交易成本的节约等，但仍然存在不足之处。一方面，货币效用因人而异、市场并非处于完全竞争状态；另一方面，金融领域的不断创新会增加货币市场的复杂性，不易定量分析的因素增多，主观性因素加强。
四、总结与评价
由如上分析可知，对我国通货膨胀的研究已不再囿于通货膨胀类型的界定、经济周期的划分等，逐渐从宏观结构式分析转向微观针对性研究，研究的方法也在不
断创新。通货膨胀的衡量是后续深入研究通货膨胀的基础，而目前使用的通货膨胀衡量指标（CPI、GDP缩减指数等）均存在一定的误差，建立一套精确的指标评价体系尤为重要。即使采用同一指标体系，在研究中样本选取的不同、分析方法的差异等也会造成结果的不一致性。精确的评价指标在一定程度上可以缩小误差、提高结果的可比性，但如何精确测度通货膨胀水平只是通货膨胀研究的一个方面，对其成因的挖掘以及影响的分析则是研究的重中之重，因成因决定着采取措施的种类，影响大小则决定着政策实施的强度。由图1可知，关于通货膨胀成因的分析已相当全面，而对通货膨胀影响大小即福利成本的测算则仍在进一步的探索、优化中，不同的国情决定着其测度方法的特殊性及复杂性。■
参考文献
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【关键词】 广义货币供给 通货膨胀 Granger因果关系 单位根检验
一、引言
2008年美国房贷危机引发了世界性的金融危机，为了应对危机对中国经济造成的负面冲击，中国政府于2008年10月开始采取适度宽松的货币政策，广义货币供给量迅猛增加。2010年年初开始，与生活较大关联的农产品价格比如蒜、姜、糖等接连涨价，到下半年各类生活资料价格接连攀升，直接推动CPI逐月升高，而在通胀压力下，很多著名学者指出货币超发是通胀背后的主因。但是，央行行长周小川否认货币超发一说，其理由是：一方面，高储蓄国家和低储蓄国家的广义货币占GDP的比重不一样，中国是高储蓄国家，因此M2占GDP比重高；另一方面，在间接融资占比高的情况下，广义货币占GDP的比重就高，美国是典型的直接融资发达的国家，而中国间接融资比重大，因此拿中国的M2跟美国的比不太恰当。
那么，本轮通货膨胀到底是不是由货币超发引起的？这是一个值得深思的有很大研究意义的问题。基于此，本文以中国2008年10月至2010年11月的月度数据为基础，拟采用因果检验、协整分析、误差修正模型等来分析中国M2与通货膨胀之间的相互关系。
二、相关文献综述
以弗里德曼为首的货币主义学派始终认为通货膨胀归根结底是一种货币现象。货币主义学派从交易方程式开始推导，在假设货币流通速度为常数的条件下，超过GDP增长率的货币供给增长率，就是通货膨胀率。弗里德曼认为，在短期内货币增加既可以引起物价上涨也可以引起产量增加，只是在长期内货币增加才全部反映在物价上涨上。这也意味着短期内货币是非中性的，长期内货币是中性的。
近几年来我国也有学者从货币主义的视角，运用计量经济分析，对我国货币供给和通货膨胀之间的关系进行了实证分析，但是取得了不同的结果。
大多数学者发现货币供给确实对中国通货膨胀产生显著的影响。张国洪、曾永平（2005）用我国1980―2002年间的年度数据，在借用剑桥方程式建立了通货膨胀及紧缩与货币供应关系的理论模型后，运用格兰杰因果检验的方法验证了我国超额货币供应是CPI物价指数的原因，而CPI物价指数作为超额货币供应的原因则被拒绝。朱慧明、张钰（2005）根据1994―2004年间的季度数据考察了货币供给量增长和通货膨胀率之间的长期均衡关系和短期动态关系，认为中国的通货膨胀与不同层次货币供给量增长率之间均存在协整关系。姚远（2007）采用协整与方差分解的方法对中国货币供应、通货膨胀与经济增长的关系进行实证研究发现，货币供应对通货膨胀和经济增长的影响具有滞后效应，长期内货币非中性，而通货膨胀和经济增长并不影响货币供应。程建华、黄德龙、杨晓光（2008）认为M1、M2均为CPI的Granger原因，M1和进出口还是领先于CPI变动的稳定的先行指标。贵斌威，甄苓（2008）通过构建一个“内生增长的CIA模型发现当货币供给速度变大时，通货膨胀将升高。庞如超（2008）借助货币需求理论公式建立了通货膨胀与货币供应量关系的理论模型，通过对1991―2007年居民消费价格指数和货币供应量增长指数进行格兰杰因果检验，验证了M0、M1及M2时滞一年的情况下，3个层次对应我国货币供应量是CPI物价指数变动的原因，而CPI作为货币供应量的原因则被拒绝。
但是，也有部分学者认为中国货币供给对通货膨胀的影响并不显著。刘金全、陈广华、顾洪梅（2004）以1982年1月至2004年3月间M0和M1月度同比增长率的数据为基础进行分析，发现货币供给增长率和通货膨胀之间不存在显著的协整关系。刘霖、靳云汇（2005）利用1978―2003年的数据进行分析，没有发现在长期内货币供应增长率影响通货膨胀的证据，认为在经济的货币化进程中，货币供应增长率的提高并不一定导致通货膨胀，货币化程度的提高使得货币流通速度逐年降低，大量的货币增量被经济消耗了。
三、实证研究与结果分析
本文研究中采用的数据来自中国人民银行调查统计司网上数据库，样本期为2008年10月至2010年11月的月度数据，货币供给取广义货币供给M2，并取对数，通货膨胀率（π）根据其月度累计全国居民消费价格指数计算而得。
1、相关性检验
为了研究广义货币供给与通货膨胀率之间的关系，先通过eviews分析工具对二者进行Pearson相关性检验，其结果如表1所示。二者之间存在显著性的相关关系，在5%水平显著。
2、平稳性检验
对于非稳定时间序列变量，其均值、方差及协方差是随着时间的变化而变化的，很难用这些已知的信息去建立模型来预测未来情形，对非稳定时间序列建立的回归很可能是一种伪回归。对于伪回归，可以增加解释变量、减少解释变量或进行差分来解决。因此，要进行回归分析，首先要明确变量是否是稳定的时间序列。检验时间序列变量稳定性的标准方法是单位根检验，本文将采用ADF单位根检验方法来进行检验。对广义货币供给（lnM2）及通货膨胀率（π）进行ADF检验，两个变量原始数据ADF统计量均不显著，没有被拒绝，在一阶差分后，统计量在1%显著性水平下拒绝了原假设，表明两个变量都是单整I（1），即经过一阶差分后可以变为稳定的时间序列变量。而且，对广义货币供给（lnM2）及通货膨胀率（π）进行Johanson协整检验，在有截距和确定线性趋势的情况下，对残差进行1阶差分滞后检验，检验结果表明在5%的显著性水平下二者协整关系数为1。
3、因果检验
在经济分析中，尽管某些变量之间存在显著的相关关系，但是它们未必都有意义，判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，一般采用因果检验法。为了进一步分析广义货币供给与通货膨胀之间的相关关系，本文还对二者进行了Granger因果关系检验。检验结果如表2。
通过Granger因果检验我们可以看出，在滞后1期和2期的情况下，广义货币供给（lnM2）是通货膨胀率（π）的Granger原因，反之不成立；而当滞后期为3期后，广义货币供给（lnM2）与通货膨胀率（π）互为Granger原因。这说明，广义货币供给的增加，在短期内就会引起通货膨胀率的增加，而通货膨胀率的增加会引起人们通货膨胀率预期的增加，也会引起广义货币供给的增加，但是有一个时间滞后效应。
4、回归分析
根据货币数量论的观点，不仅货币供给量对通货膨胀有影响，而且，通货膨胀预期也会对通货膨胀有影响，因此，在分析时应当考虑通货膨胀预期的影响，在这里，以前一期的通货膨胀作为通货膨胀预期，建立回归模型，可以得到如下分析结果：
从回归模型可以看出，各参数估计量都非常显著，货币供给的增加确实能够导致通货膨胀的增加。但是货币供给仅能解释通货膨胀变化中的22.93%。
四、结论
本文通过对中国2008年10月到2010年11月的月度数据分析，发现广义货币供给的增加确实导致了中国的通货膨胀，但是，广义货币供给的增加仅能解释通货膨胀的22.93%。根据货币数量论的观点，影响通货膨胀的不仅有货币发行量，还有通货膨胀预期、经济增长等因素。但是在本轮通货膨胀中，货币发行确实取到了一定的作用，推动了通货膨胀的恶化。
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【关键词】M0 M1 M2 CPI VAR模型
一、引言
我国自改革开放以来经历了多次货币政策的改革和调整，当前实行稳健的货币政策，对货币供给和通货膨胀的研究一直是我国宏观经济关注的焦点。目前对于货币供给量和通货膨胀率之间关系的研究，主要分为两种观点，一是通货膨胀率与货币供给量之间存在稳定的显著的相关关系；二是两者不一定有长期稳定的关系。
传统观点认为通货膨胀的原因是纸币发行量超过商品流通中的实际需要量而引起货币贬值，货币供应量会直接对通货膨胀产生影响。然而现阶段部分研究指出通货膨胀会通过贷款或生产环节反作用于货币供应量。因此本文将在已有研究的基础上，选取1996年1月至2015年7月的CPI、MO、M1和M2月度数据，利用VAR模型，研究货币供应量及通货膨胀之间是否具有稳定的双向传导关系。本文在借鉴前人研究成果的基础之上，从长期和短期两种状态下研究三个层次货币供应量对通货膨胀的影响情况，具有现实意义。
二、货币供应量与CPI传导理论分析
在货币主义经济学中，通货膨胀产生原因为：当市场上货币流通量增加，人民的货币所得增加，购买力上升，影响物价之上涨，造成通货膨胀。该理论被总结为一个非常著名的方程费雪方程：MV=PT，通过变换可以能到如下关系式：π=m―y+v（π为通货膨胀率，m为货币增长率，v表示流通速度变化率，y为产量增长率），表明通货膨胀来源于三个方面：货币流通速度的变化、货币增长和产量增长，也就是说，货币供给的增加是通货膨胀的基本原因。
三、实证分析
（一）数据采集和预处理
本文选择M0、M1和M2分别作为货币供应量，这三项指标从不同的统计口径和货币流通的层次充分反映了货币供应量的变化，对分析和预测有着重要的现实意义。通货膨胀采用居民消费物价指数CPI进行评价。
选取1996年1月-2015年7月月度数据进行分析，数据来自万得数据库，在数据分析前已对数据进行对数处理。
（二）货币供应量与通货膨胀长期传导机制分析
1.数据平稳性检验
本文采用ADF方法对数据的平稳性进行检验。LNM0、LNM1和LNCPI在1%置信水平下非平稳，LNM2数据非平稳。将各组数据进行一阶差分之后再次检验，各组数据平稳，因此通货膨胀率和各层次货币供给量是同阶单整数据，因而可以对其进行进一步协整分析。
2.滞后期的确定
根据AIC等信息准则来确定该如何选择滞后期。需要选择AIC、SC等指标中的数值最小值所对应的滞后期的最大值。且满足模型的平稳性检验，由此确定LNM2与LNCPI、LNM1与 LNCPI的滞后阶数为2，LNM1与 LNCPI滞后阶数为1。
3.协整检验
CPI与M0、M1、M2都是一阶单整序列，所以可以采用Johansen协整检验。经反复试验，在Eviews中得出的Johansen检验结果总结如下：
从上表得知，LNM2与LNCPI由于假设统计量23.81大于检验统计量15.49，即在5%的显著水平下拒绝没有协整方程的原假设，说明至少有一个协整方程；由于假设统计量2.40小于检验统计量3.84，即在5%的显著水平下不拒绝至多一个协整方程的原假设，表明至少有一个协整方程。同理得出LNM1与LNCPI至少有一个协整方程；LNM0与LNCPI至少有两个协整方程。
4.VAR模型估计
（1）VAR模型建立
根据模型估计结果我们可以写出三组标准型VAR模型的估计结果，分别为：
a.LNM2与CPI的VAR模型如下：
LNM2=-0.98+1.65LNM2t-1-0.66LNM2t-2+0.03LNCPIt-1
+0.2LNCPIt-2+e1t
LNCPI=0.27+0.02LNM2t-1-0.02LNM2t-2+1.05LNCPIt-1
-0.11LNCPIt-2+e2t
b.LNM1与CPI的VAR模型如下：
LNM1=-1.44+1.45LNM1t-1-0.46LNM1t-2+0.26LNCPIt-1
+0.08LNCPIt-2+e1t
LNCPI=0.25+0.02LNM1t-1-0.02LNM1t-2+1.04LNCPIt-1
-0.11LNCPIt-2+e2t
c.LNM0与CPI的VAR模型如下：
LNM0=-2.83+0.96LNM0t-+0.70LNCPIt-1++e1t
LNCPI=0.16+0.0003LNM0t-1+0.96LNCPIt-1+e2t
（2）脉冲响应函数
LNCPI与LNM2的VAR模型脉冲响应函数输出结果如下：
上图中，图Response of LNCPI to LNM2是LNCPI向LNM2实施冲击，CPI的响应函数时间路径，响应路径一直为正，第1期后逐期上升，在第5期之后趋于稳定，说明CPI的变动会引起后面各时期M2的变动，且增长的弹性系数呈现变大后趋于稳定的规律；图Response of LNM2 to LNCPI是M2对CPI实施冲击，响应函数一直为正，且呈现先小幅缓慢上升的趋势，说明M2的变动会引起后面各时期CPI的变动。同理得到结论，CPI的变动会引起后面各时期M1的变动，且增长的弹性系数呈现变大后趋于稳定，M1的变动会逐渐引起后面各时期CPI的变动；CPI的变动对后面各时期M0的变动影响并不显著， M0的变动会引起后面各时期CPI的变动。
5.Granger因果关系检验
从检验结果看，LNCPI不是LNM2的Granger原因的概率是0.011，说明通货膨胀对M2的有着很大的推动作用；LNM2不是LNCPI的Granger原因的概率是0.107，说明M2对通货膨胀有着一定的推动作用，但是这种作用并不是很明显。同理得出结论通货膨胀对M1产生很大的影响；M1对通货膨胀有着一定的推动作用；通货膨胀对M0的有着很大的推动作用；M0对通货膨胀没有显著影响。
（三）货币供应量与通货膨胀短期传导
1.脉冲响应
本文选取2010年―2011年两年的月度数据，对货币供应量与通货膨胀短期传导机制进行分析，首先通过对数据的平稳性检验可知四组时间序列数据均为同阶单整，经过协整检验后建立三组VAR模型，得到三组脉冲响应结果：短期CPI的变动会小幅度引起后面各时期M2的反向变动，M2的变动会小幅度引起后面各时期CPI的变动；CPI的变动只会小幅度引起后面各时期M1的变动，M2的变动会小幅度引起后面各时期CPI的变动；CPI的变动对后面各时期M0的变动影响并不显著，M0对CPI实施冲击，在第一期至第三期响应函数一直为负，第二期后且呈现稳定上升的趋势，在三期滞后为正，第五期达到峰值，后趋于平稳。
2.Granger因果检验
从短期Granger检验结果看，M0、M1和M2均不是CPI的Granger原因，说明在短期货币供给不会产生通货膨胀。值得关注的是LNCPI不是LNM0的Ganger原因的概率为0.0061，表明M0有很大程度上收到CPI的影响，也就是说在短期情况下CPI会反作用于M0。
四、结论
货币供应量和通货膨胀变动的长期均衡实证分析表明，在长期状态下，我国M0与通货膨胀并不存十分显著的长期均衡关系。M1与M2会对通货膨胀产生一定影响。同时CPI也会反作用于M0、M1和M2，因此可以说M1、M2与通货膨胀之间存在双向因果关系。在长期分析中这可能是我国货币政策产生的效果。从脉冲响应分析来看，对CPI产生的冲击，M1会早于M2作出反应。货币供应量和通货膨胀短期均衡实证分析表明，在短期状态下，我三个层次的货币供给量都不存在稳定的均衡关系，但CPI的变动会对M0产生显著影响。
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[关键词]通货膨胀，福利成本，货币
一、问题的提出
经济理论中，最有争议、最难理解的一个概念就是完全预期通货膨胀下的福利成本。通货膨胀的福利成本就是指面对通货膨胀，经济个体被迫改变持有货币的经济行为所造成的效率损失。在传统分析中，很多观点都认为这种效率损失，即通货膨胀的福利成本是微不足道的，但事实上，人们却对通货膨胀显示出普遍厌恶。由于面对通货膨胀，经济个体最直接的改变就其持有货币的经济行为，这样，虽然在一般公众中，没有提及在通货膨胀时经济个体为管理他们的货币余额要耗费的额外时间和成本，放弃货币的便利性所带来的影响，但对于经济学家，却有必要对这些额外耗费的成本，这些效率损失重新进行再认识。
二、通货膨胀福利成本的研究思路
要解决通货膨胀的福利成本问题，就必须首先要回答诸如人们为什么会喜欢持有货币，货币为什么会具有价值，特别是法定货币——由政府发行的、边际生产成本为零、本身毫无价值的货币符号为什么具有价值，货币价值又是如何体现出来的这一系列货币现象的基本问题。这样就必然要对货币理论中货币功能观的演进进行梳理与评析。采用这样的研究视角进行梳理和分析，而不以模型的堆砌或其他研究框架来划分，可以回归到通货膨胀是一基本的货币问题这一本质，为理论模型的改进与优化，特别是根据中国现实约束条件，建立适合中国通货膨胀福利成本研究的理论框架以及基于中国经济数据的实证研究，提出明确的方向，即更加符合国情的对货币的认识以及对现实更逼真模拟的约束条件，同时也为评价各种模型的优劣，各种计量结果的可信度，提供了一种最基本的准则。
理论上对货币的认识，分为两类，一是传统宏观货币理论对货币的认识，二是具有微观基础的现代货币理论对货币的认识。传统宏观货币理论围绕货币的交易媒介、价值贮藏和计量单位的三大功能，研究人们的货币需求和货币的价值所在。然而，由于缺乏微观基础，没有从个体的效用出发，这样就无法对个体在预算等约束条件下的最优行为进行研究和分析，从而也就无法对作为宏观基础的个体进行推测和判断，所以缺乏微观基础的传统宏观货币理论存在重大局限。而具有微观基础的现代货币理论就适当解决了这一问题。Sidrauski(1967)在“货币效用模型(Money-In-the-Utility Model，MIU)”中，直接把货币引入到效用函数中，虽然并未解释为什么货币直接就能够给人们带来效用，但由于持有货币能够产生直接的效用，而物价上涨会导致实际货币余额的下降，从而引起个体效用的下降，故通货膨胀必然会对个体造成福利成本。这一事实意味着，无论通货膨胀是预期还是非预期的，只要存在通货膨胀就一定存在福利成本。随之而来的问题就是：通货膨胀的福利成本究竟有多大?
目前的研究，基本上是集中在完全预期通货膨胀下的福利成本，几乎没有对于非预期通货膨胀福利成本的研究，其难度是在于非预期通货膨胀本身的不确定性——既不容易量度，也无法观察其转变，我们设想采用这样一种方式，对非预期通货膨胀作出一种转化，转化成类似于讯息费用、执行费用一类的交易费用，交易费用是一种局限条件，在原则上可以客观地衡量其转变。把非预期通货膨胀作为一种约束限制条件来处理，从而就可以把非预期通货膨胀下福利成本的研究再次纳入到现有的理论框架和计量模型之中，基于这样的考虑，本文仍然是针对完全预期通货膨胀下的福利成本研究。
这样，我们就可以分别从传统宏观货币理论和具有微观基础的现代货币理论，从各自对货币的理解来建立研究通货膨胀福利成本的逻辑主线，并沿着这条主线，来认识通货膨胀福利成本与其研究的发展。
三、传统宏观货币理论下通货膨胀福利成本的研究发展
传统宏观货币理论下的通货膨胀福利成本估计，起源于Bailey(1956)，并自他开始，一般都沿用了凯恩斯的货币需求理论，对货币需求运用消费者剩余分析，认为通货膨胀就像是对货币征税，那么通货膨胀的福利成本就是位于货币需求曲线下方，生产货币的社会成本上方之间的面积，只不过，生产货币的社会成本为零而已，这样，在传统宏观货币理论中，通货膨胀福利成本就是货币需求曲线下方区域的面积。
Bailey借助于Cagan(1953)的货币需求函数形式，首次用积分的方法求出了七次欧洲恶性通货膨胀的福利成本。随后，围绕Bailey的方法，许多学者也提出自己的见解。Marty(1967)就认为货币流通速度会随着通货膨胀的提高而加快，而且产出也会随之增长，利用Mundell(1965)的模型，得出了在有产出增长且货币流通速度与通货膨胀率呈线性关系时的通货膨胀福利成本。Barro(1972)重点研究了Bailey提到的支付方式的改变，认为通货膨胀提高了人们的交易成本，人们会加快支付的频率，也会减少使用货币来进行交易，而转向采用其他更低效的交易媒介(如香烟)，在重建货币需求曲线后，重估了通货膨胀福利成本。Mussa(1977)则放弃了Bailey等人对货币交易媒介功能的刻画，而集中在货币具有的计量单位、价值标准的功能上，认为只要价格和工资收入的调整是需要实际成本的，那么通货膨胀也就有成本。
由以上研究可以看出，传统宏观货币理论下通货膨胀福利成本的估计，都是从货币功能观出发来研究的，尤其是货币的交易媒介功能，它们之间的传承也是对Bailey的货币需求曲线下方求积分的思想的完善和更现实的模拟。但不论怎样发展，这种估计也只是一个笼统的总量概念，在个体效用损失与总体福利成本之间是缺乏内在逻辑联系的，而且它也只考虑了货币市场的均衡，是一个局部均衡的估计。局部均衡估计通常会有偏小的结果，在认识货币理论和政策的作用以及评估货币政策变化的效果上，也无法给出一个清晰的分析。这些缺陷，归根到底，是由于它采用的传统宏观货币理论缺乏微观基础造成的，随着货币理论研究从宏观转向微观，通货膨胀福利成本的估计也就转向到具有微观基础的现代货币理论下的一般均衡估计了。
四、具有微观基础的现代货币理论下通货膨胀福利成本的研究发展
结合具有微观基础的货币模型，Lucas(1994，2000)，Prescott(1986)，King等(1988)和Wolman(1997)，先后都提出了“补偿改变理论(Compensating Variation)”：经济个体为了生活在一个有更低(或者更高)的持续通货膨胀环境下，人们愿意失去多少收入损失(或者得到多少收入补偿)，这种对收入改变的测度就是对通货膨胀福利成本的测度，这完全符合经济学关于理性经济个体最大化选择行为的假定，是对通货膨胀福利成本的一般均衡分析，同时，也是对通货膨胀福利成本采用消费者剩余分析的一个有力的补充和说明。
Leach(1983)继承和发展了Barro(1972)对交易的认识，认为货币只是交易的媒介，而不具有内在的价值。通货膨胀改变了商品的需求和劳动力的供给，因此也就直接影响了人们的福利获得。他在分析中采用了个体效用函数，具有微观的特征，但对货币的引入却是通过对商品的间接征税，这是一个过渡性质的分析。
Cooley and Hansen(1989)是较早正式采用微观货币模型和补偿改变理论的学者，认为货币的持有要归因于现金先期约束(Cash-In-Advance，CIA)，这种通过现金先期约束引入货币的方式是Stockman(1981)、Lucas(1982)、Lucas and Stokey(1983，1987)和Svensson(1985)所提倡的。他们认为消费是一个受到现金先期约束的现金商品，闲暇和投资是信用商品，设定个体的效用来自于消费与闲暇：分别为第t期的消费和闲暇，β为折现率，E0为在初期获得的全部信息上的条件期望值，A为常数。在消费的现金约束和预算约束下最大化效用函数，运用Kydland(1987)的计算方法，通过补偿改变理论对福利成本进行了一般均衡估计。这种方法比较起Leach又深入了一步，通过对个体效用函数的细致刻画和约束条件的完整考虑，对社会经济环境进行了充分的认识和模拟，估计出的结果也就更为可信。 Dotsey and Ireland(1994)扩展和完善了先前的研究，建立了利用微观货币模型进行通货膨胀福利成本一般均衡分析的标准典范。设定个体的效用来自消费和闲暇，受到现金约束和预算约束，随后又建立了市场中间商、商品生产者的约束，认为通货膨胀扭曲了这三个市场参与者的边际决策，都不能有效率地管理各自持有的货币余额，而且也要用闲暇来替换一部分市场劳动，还要从商品生产中分散一部分生产性资源转移到金融中介服务，这些就构成了通货膨胀的福利成本。这种分析考虑了众多参与者的行为，从多个方面考虑了通货膨胀所带来的福利成本，因而也可以用来评价一些货币政策。
现金先期约束限制了经济主体的交易机会，于是许多学者又开始寻求其他的微观货币模型。Eckstein and Leiderman(1992)和Lucas(1994，2000)先后都利用了MIU模型，得到以色列和美国的通货膨胀福利成本估计。Jones等(2001)通过考虑最佳货币数量指数(Superlative Monetary Quantity Indexes)，利用MIU模型计量了通货膨胀福利成本。
【关键词】通货膨胀率；成本推动；需求拉动；协整检验；VEC模型
一、引言
10年最后一个季度我国CPI增长达到4%以上，其中，十月分达4.4%，创两年来新高。2011年中国一季度CPI同比涨5.0%，3月份CPI同比涨5.4%创32个月新高。国务院总理13日主持召开国务院常务会议，分析一季度经济形势，研究部署下一阶段经济工作，指出要千方百计保持物价总水平基本稳定，这是今年宏观调控的首要任务，也是最为紧迫的任务。
关于通货膨胀的实证研究很多，但大多侧重的是单因素的因果分析和多元的回归分析与脉冲响应函数分析。本文主要基于经济学的总需求总供给曲线对价格影响的一般原理，选取这两方面的指标，借助协整检验与VEC模型对我国近期通货膨胀的一般原因进行分析。
二、通货膨胀的一般原因分析
通货膨胀指在纸币流通条件下，由于货币供给大于货币实际需求，也就是现实购买力大于产出供给，所导致货币贬值，而引起的一段时间内物价持续而普遍地上涨现象。对引起通货膨胀的原因，不同学派有不同的学说。当前主流的观点认为，造成通货膨胀的原因有成本推动，需求拉动和固有型通货膨胀。这三型的通货膨胀可随时合并解释现行的通货膨胀率。然而，大多时前两种型态的通货膨胀会影响固有型通货膨胀的大小。
成本推动型通货膨胀主要是由于生产成本的增加而导致总供供给曲线上移，导致价格水平的上涨。在AS-AD模型中，生产成本的上涨，使得总供给曲线上移，导致价格水平上升。成本推动型通货膨胀分为工资型通货膨胀和能源、粮食价格等非工资型通货膨胀。需求拉动型通货膨胀又叫超额需求拉动通货膨胀，又称菲利普斯曲线型通货膨胀。是凯恩斯先提出来的，认为总需求超过了总供给，拉开“膨胀性缺口”，造成物价水平的普遍而持续的上涨，即以“过多的货币追求过少商品”。需求拉动型通货膨胀分为货币型通货膨胀非货币型通货膨胀。
三、理论和实证分析
（一）数据的选取与说明
这里选取居民消费价格指数作为衡量通货膨胀指数。根据引起通货膨胀的一般原因分析，从成本推动角度，选取全国单位从业人员平均劳动报酬和原材料、燃料、动力购进价格指数作为研究指标，分别作为工资推动型和非工资推动型通货膨胀的解释因子。从需求拉动的角度看，经济的高速增长以及货币供给的增加会导致AD曲线的外移，引起价格的上涨，从而选取GDP的增长率和M0、M2的增长率作为研究通货膨胀的解释因子。
居民消费价格指数，全国单位从业人员平均劳动报酬，原材料、燃料、动力购进价格指数，GDP的增长率和M0、M2的增长率分别记为CPI，GZ，YL，GDP，M0和M2。数据选取的是2007年到2010年得月度数据，来源于中经网统计数据库，其中GDP的增长率和全国单位从业人员平均劳动报酬是由季度数据经过EVIEWS6.0处理得到的。以下的分析和结论均是在EVIEWS6.0上执行通过的。
（二）Johansen协整检验
讨论变量序列之间的协整关系的前提是各个时间序列都是非平稳序列，故先对这6组数据进行单位根检验。为了减少数据的较大波动，对这6组数取对数，分别记为LNCPI、LNGD、LNM0、LNM2、LNM2、LNGZ和LNYL，在EVIEWS6.0上进行单位根检验的结果如下面表2.1。
从这5个序列水平值的单位根检验的结果可以看到：在5%的置信区间下，序列LNM0是平稳序列，而LNGZ及其差分都是非平稳序列，序列LNCPI，LNGDP，LNM2和LNYL的ADF检验统计值大于10%检验水平下的临界值，因此这4个序列都包含单位根，是非平稳序列，但序列LNCPI，LNGDP，LNM2和LNYL的差分ADF检验统计值都小于5%检验水平下的临界值，从而这4差分序列不包含单位根，是平稳序列。
由分析知，序列LNCPI，LNGDP，LNM2和LNYL都是I（1）序列，即一阶平稳序列，从而满足协整检验的条件。由协整的定义知LNCPI，LNGDP，LNM2和LNY的某个线性组合是I（0）过程。下面对序列LNCPI，LNGDP，LNM2和LNYL进行Johansen协整检验。
依据AIC信息准则和SC准则取值最小的原则确定VAR模型合适的滞后项数，建立的VAR模型。接下来对所建立的VAR模型进行Johansen协整关系检验。协整关系个数的检验结果如下表3.2。
上面表格中，第一列的“None”表示检验原假设是“存在0个协整关系”，该假设下的迹的统计量为65.25962大于1%的临界值54.68150，因而拒绝原假设，表明至少存在一个协整关系。第二列的“At most 1”表示“至多存在一个协整关系”的原假设，此假设下的迹统计量为32.59650小于1%的临界值35.45817，因而不能拒绝原假设，从而表明在1%的水平上存在一个协整关系。从分析的结果中，我们可以写出协整方程：
LNCPI=1.045556LNGDP + 1.713206LNM2 + 4.314269LNYL + Ut
实际上，这里得到的是LNCPI，LNGDP，LNM2和LNYL的长期均衡方程，Ut是误差修正项。从估计的方程可以看出，国民生产总值增长率、货币M2供给的增长率和原材料、燃料、动力购进价格指数对居民消费价格指数具有明显的促进作用。国民生产总值增长率的对数增加1%，则居民消费价格指数的对数相应的大约增加1.05%；货币M2供给增长率的对数增加1%，则居民消费价格指数的对数相应的大约增加1.7%；原材料、燃料、动力购进价格指数的对数增加1%，则居民消费价格指数的对数相应的大约增加4.3%。
（三）向量误差修正模型估计
由协整方程式ECMt=LNCPI-1.045556LNGDP-1.713206LNM2-4.314269LNYL可得ECMt滞后一阶的序列ECMt（-1）。从而可得ECMt（-1）的误差修正模型：
LNCPI=3.8+0.075LNGDP+0.021LNM2+0.36LNYL+0.05ECMt（-1）
Johansen协整检验的结果说明LNCPI、LNGDP、LNM2、LNYL之间存在一个协整关系。向量误差修正模型（VEC）是对各变量施加了协整关系约束条件的向量自回归模型，只应用于具有协整关系的序列模型。对LNCPI、LNGDP、LNM2、LNYL进行VEC模型的估计：首先从Johansen协整检验过程中得到协整关系，再利用这个协整关系构造误差修正项，并估计包含误差修正项作回归变量在内的一阶差分形式的VAR模型，即VEC模型，VEC模型的结果如下图。
图3.1所显示的是协整方程的参数估计值，与Johansen协整检验结果中的参数类似，只是图3.1中的协整方程包含了一个常数项，方程中的变量变成了变量滞后一期的形式。根据图3.2VEC模型的估计结果可以得到VEC模型估计的结果：
从居民消费价格指数方程可以看出，居民消费价格指数增长率的短期内受到自身前一期、国民生产总值增长率前一期和货币M2增长率前一期的正面影响。
估计VEC模型后，接着就可以输出VEC模型中所用到的变量之间的协整关系曲线，即误差修正曲线，如右图3.3。从图3.3可以看到，零均值线代表变量之间长期均衡稳定关系。在2007和2008这两年期间，误差修正项的绝对值较小，表明这期间短期波动偏离长期均衡较小；2009年和2010年期间，误差修正项的绝对值较大，表明这期间短期波动偏离长期均衡较大。但在2010年末，又回到长期均衡稳定状态，之后偏离的幅度非常小，表明这些时期短期波动偏离长期均衡关系非常小。
四、检验结果分析及建议
通过上面的协整和误差协整项分析，可以得出了以下基本结论：一是居民消费价格指数、国民生产总值增长率、货币M2供给的增长率和原材料、燃料、动力购进价格指数的存在长期的均衡关系。从长期看，国民生产总值增长率、货币M2供给的增长率和原材料、燃料、动力购进价格指数的变化均会对居民消费价格指数带来正的促进作用，并且影响系数均在1以上，其中原材料、燃料、动力购进成本的影响系数达到4.3。说明原材料、燃料、动力购进成本对通货膨胀的影响要大于国民生产总值和货币供给对通货膨胀的影响。二是从短期看，居民消费价格指数、国民生产总值增长率、货币M2供给的增长率和原材料、燃料、动力购进价格指数经常偏离平衡稳定状态，但可通过误差修正项得到调整，短期的误差修正模型中ECMt-1的系数0.05反映了短期物价水平波动的幅度。长期看有利于物价水平的稳定。
近期我国通货膨胀率接近5%，通货膨胀率如果继续增长，将不利于我国经济的发展。从VEC模型的协整关系图可以看出，近期我国物价水平基本处于长期平衡状态，偏离的幅度很少。从而为了抑制通货膨胀，需要从长期的角度提出一些措施。从居民消费价格指数、国民生产总值增长率、货币M2供给的增长率和原材料、燃料、动力购进价格指数的长期的均衡关系看，政府不应该过多的注重GDP的快速增长，适当的控制GDP的增长有利于减少对其对通货膨胀的拉动作用；在需求拉动方面，货币供给的增加也会拉动通货膨胀率的上升，故还可以通过控制货币的供给来减少通货膨胀的增长；在成本推动方面，原材料、燃料、动力购进价格对通货膨胀的影响也非常大。从长期均衡关系可以看出，原材料、燃料、动力购进价格对通货膨胀成本推动的作用要比产量的增加、货币供给的增多等对通货膨胀的需求拉动影响更大，说明我国的通货膨胀已转向成本推动型通胀。为了抑制通胀，更需从控制企业生产的制造成本着手，比如控制石油、电力等方面的成本以减少企业的生产成本，以达到控制通货膨胀的目的。
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关键词:产出缺口;货币缺口;通货膨胀
中图分类号:F822.2 文献标识码:A 文章编号:1003-3890(2009)12-0018-04
一、引言
通货膨胀是指一般价格水平持续上升的过程,或货币价值持续下降的过程。通货膨胀形成的原因主要是本国货币供应量增长过快和总需求的过度膨胀。关于前者,美国经济学家弗里德曼(Friedman,1970)把货币主义的思想加入到对通货膨胀的定义中:认为通货膨胀在任何时候都是一个货币现象。关于后者,经典宏观经济学理论认为,总供给和总需求的关系是决定价格总水平变动最主要的原因。总供求之间的差距,即产出缺口,等于实际产出与潜在产出之差,它反映了总需求和总供给之间的差异,是观测通货膨胀压力的重要指标。通常情况下,如果出现正的产出缺口,即总供给小于总需求,则会产生通货膨胀压力。反之,如果出现负的产出缺口,即总供给大于总需求的情况,则产生通货紧缩的压力。
本文利用1999-2007年季度时间序列数据,对产出缺口和货币缺口对中国通货膨胀的影响进行了实证分析。
二、基于菲利普斯曲线的产出缺口和通货膨胀的模型
关于产出缺口与通货膨胀的研究,可以追溯到菲利普斯(Philips,1958)所建立的Philips曲线,产出缺口通过菲利普斯曲线影响通货膨胀(Smets,1995;Svensson,1998)。菲利普斯在研究货币工资变化率与失业率之间的关系时,运用英国1861-1913年间的数据发现这两个变量间存在非线性、负相关关系:?棕t=c0+?茁ut+?着t
?棕t是货币工资增长率,ut是失业率,?着t是扰动项,?茁
Friedman (1968)对传统的菲利普斯曲线所代表的政策含义提出批评,指出货币的一次性变化无法使实际经济变量持久改变,即政策无效。他在菲利普斯曲线中引入预期与自然失业率的概念,认为通货膨胀由实际失业率与自然失业率的差及预期通货膨胀决定,预期是指适应性预期,即通货膨胀预期是对过去若干期通货膨胀的加权平均。Friedman(1968)的菲利普斯曲线可以表示为:
?仔t=?仔te+?茁(ut-ut*)+?着t
这里?仔te是通货膨胀预期,ut*是自然失业率。奥肯法则是将产出缺口与通货膨胀率连接的纽带,根据奥肯定律(Okun,1965),可以用产出缺口代替菲利普斯曲线中失业率与自然失业率的差,于是有如下形式的Friedman菲利普斯曲线(赵昕东,2008):
?仔t=?仔te+?茁(Yt-Yt*)+?着t
这里Yt是实际产出,Yt*是潜在产出,Yt-Yt*是产出缺口。附加预期的菲利普斯曲线表明,预期通货膨胀率越高,实际通货膨胀率也越高。通货膨胀率由两部分组成:一部分是通货膨胀预期,另一部分是产出缺口。当存在正的产出缺口时,工资及价格水平将上升,实际通货膨胀率将高于预期通货膨胀率;反之,如果存在负的产出缺口,则意味着失业率的上升,将减少工资和价格的上涨,实际通货膨胀率低于预期通货膨胀率。
对于产出缺口估计的关键是计算出潜在产出。潜在产出一般是指非加速通货膨胀的情况下,现有的劳动力、资本和技术所能实现的生产水平。潜在产出最早的定义来自于美国经济学家奥肯,Okun(1962)认为,潜在产出不是由无限需求决定的最大可能产出,而是在价格稳定和自由市场经济的目标下,总需求水平达到失业率为4%的水平时的最大可能产出。潜在产出和产出缺口的分析之所以重要,是因为它们与失业和通货膨胀是紧密相联的。
一些学者对中国的产出缺口与通货膨胀的关系进行了检验,如王煜(2005)应用HP滤波方法估算了中国的潜在产出与产出缺口,通过基于向量自回归模型的格兰杰因果检验实证分析了产出缺口与通货膨胀率的关系,结果表明中国存在着传统的菲利普斯曲线。许召元(2005)利用Kalman滤波估计了1979-2004年中国的潜在经济增长率和产出缺口,然后检验了中国经济增长与通货膨胀率之间的交替关系。
三、基于H-P滤波方法的产出缺口和货币缺口的衡量
本文的各个变量为:M2为广义货币供应量;GDP为国内生产总值;CPI为消费者价格指数。为了满足对数据样本的要求,同时也为了避免年度数据掩盖了变量在一年内发生的波动,本文采用的数据是从1999年第一季度到2007年第四季度的季度时间序列数据,数据来源于《中国经济景气月报》各期。GDP和货币供应量M2有明显的季节变动的趋势,因此首先对GDP和M2进行了X12乘法季节调整,以消除季节变动对数据的影响。
在宏观经济学中,人们非常关心序列组成成分中的长期趋势,Hodrick-Prescott滤波是被广泛使用的一种方法。该方法在Hodrick and Prescott(1980)分析战后美国经济周期的论文中首次使用。本文运用H-P滤波衡量了产出缺口和货币缺口。图1为产出缺口,从中可以看到1999年以来中国宏观经济的波动,其中1999年到2001年第三季度产出缺口为正;2001年第四季度到2005年第三季度,产出缺口为负;从2005年第四季度开始,产出缺口基本上为正值。图2为货币缺口,货币缺口绝对值较大,说明中国货币缺口的波动幅度大且不稳定。
四、产出缺口和货币缺口对中国通货膨胀影响的实证检验
(一)建立VAR模型
本文将利用VAR(向量自回归)模型,而不是静态回归模型。主要是因为:第一,鉴于当前引起中国通货膨胀的因素,除了传统的产出缺口以外,货币供应量的增长过快所引起的流动性过剩,也是通货膨胀的一个重要因素。第二,由于VAR模型不受先验经济理论的限制,直接透过时间序列数据本身的特征进行研究,先验知识只用来考虑及选用纳入模型之经济变量,因此,本文将运用VAR模型直接去考虑产出缺口和货币缺口与中国通货膨胀的动态关系。向量自回归(Vector Auto Regressive, VAR)模型是1980年由西姆斯(Sims)提出来的。这种模型采用多方程联立形成,它是用模型中所有内生当期变量对它们的若干期滞后值进行回归,从而估计全部内生变量的动态关系。
(二)单位根检验
首先对变量的平稳性进行检验,使用ADF法检验产出缺口(hpcyclegdp)、货币缺口(hpcyclem2)、和通货膨胀(cpi)的稳定性,检验结果如表1所示。经过ADF检验可知,这三个变量均是平稳的。
(三)格兰杰因果检验
Granger因果检验要求变量必须是平稳的,经过ADF检验,得知通货膨胀(cpi)、产出缺口(hpcyclegdp)、货币缺口(hpcyclem2)是平稳时间序列,可以进行格兰杰因果检验,根据AIC和SC最小化准则,本文选取滞后期为1,检验结果如表2所示。根据格兰杰因果检验,可以得出如下的结论:
第一,产出缺口和通货膨胀存在单向的格兰杰因果关系,即产出缺口是中国通货膨胀的格兰杰原因,但通货膨胀不是产出缺口的格兰杰原因。第二,货币缺口和通货膨胀存在双向的格兰杰因果关系,即货币缺口是中国通货膨胀的格兰杰原因,且中国通货膨胀也是货币缺口的格兰杰原因。第三,货币缺口和产出缺口存在单向的格兰杰因果关系,即货币缺口是中国产出缺口的格兰杰原因,但产出缺口不是货币缺口的格兰杰原因。
(四)产出缺口、货币缺口与中国通货膨胀的动态关系检验
1. 脉冲响应函数。从图3可以看出通货膨胀对产出缺口的脉冲响应呈现正方向的变动,1-2期通货膨胀对产出缺口新息的脉冲响应有较大的上升趋势,以后呈现下降趋势,并在长期内趋于平稳。这说明产出缺口增加在短期内对中国的通货膨胀有着较大的拉动作用,但从长期来看,这种拉动作用有下降的趋势,呈现边际效用递减的趋势。从图4可以看出,通货膨胀对货币缺口的脉冲响应一直是正值,1-3期,通货膨胀对货币缺口的脉冲响应有大幅度的上升趋势,虽然从第3期开始下降,但下降幅度不大。这说明货币缺口与通货膨胀之间存在正方向的变动关系。对比图3和图4,可以看出通货膨胀对货币缺口的脉冲响应远远大于对产出缺口的脉冲响应,这说明货币缺口对中国通货膨胀的影响较大。从图5可以看出,1-3期产出缺口对货币缺口的脉冲响应是正向的变动关系,这说明短期内,货币缺口的增加促使了产出缺口的增加;但从长期来看,产出缺口和货币缺口存在反向的变动关系,且逐渐趋于平稳。
2. 方差分解。从表3对通货膨胀(cpi)的方差分解中可以看出,中国通货膨胀的变化中受自身的扰动项的冲击影响的成分越来越少,从第1期的100%逐渐下降到第10期的83.08%;受货币缺口扰动项冲击影响的成分越来越大,到第10期上升为15.78%,货币缺口对中国通货膨胀的贡献呈现上升的趋势,即货币缺口对中国通货膨胀的影响较大;产出缺口扰动项对通货膨胀的冲击一直稳定在1.12%~1.37%之间,说明产出缺口对中国通货膨胀的影响较小、比较平稳,并且远远小于货币缺口波动对通货膨胀波动的贡献。
五、结论
本文利用1999-2007年的季度时间序列数据分析了货币缺口和产出缺口对中国通货膨胀的影响,得出了如下的结论:
第一,货币缺口和通货膨胀存在双向的格兰杰因果关系,即货币缺口是中国通货膨胀的格兰杰原因,并且通货膨胀也是中国货币缺口的格兰杰原因;货币缺口和产出缺口存在单向的格兰杰因果关系,即货币缺口是产出缺口的格兰杰原因,反之不成立;产出缺口和通货膨胀不存在因果关系,即产出缺口不是中国通货膨胀的格兰杰原因,同时通货膨胀也不是产出缺口的格兰杰原因。
第二,货币缺口和产出缺口增加在短期内可能对中国的通货膨胀有着较大的拉动作用,但从长期来看,这种拉动作用有下降的趋势,呈现边际效用递减的趋势。且通货膨胀对货币缺口的脉冲响应远远大于对产出缺口的脉冲响应,产出缺口波动对中国通货膨胀的贡献比较平稳,并且远远小于货币缺口波动对通货膨胀的贡献。
第三,产出缺口通过菲利普斯曲线影响通货膨胀,当产出缺口增加时通货膨胀的压力就会增加,当产出缺口下降时通货膨胀的压力就会下降。正是由于这个原因,所以产出缺口在货币政策实际制定中起着非常重要的作用。在短期,准确地判断产出缺口的方向和大小,可以更有针对性地对当前中国宏观经济进行分析,制定具体宏观调控措施,以调控经济的运行,熨平经济周期的波动。
参考文献:
[1]赵昕东.基于菲利普斯曲线的中国产出缺口估计[J].世界经济,2008,(1).
[2]Okun, A. M. Potential GNP: Its Measurement and Significance. In Proceedings of the Business and Economics Statistics Section [J]. American Statistical Association (Washington, D.C.: American Statistical Association, 1962:98-103.
[3]王煜.中国的产出缺口与通货膨胀[J].数量经济与技术经济研究,2005,(1).
[4]许召元.中国的潜在产出、产出缺口及产量通货膨胀交替关系[J].数量经济技术经济研究,2005,(12).
The Analysis of the Impact of Output Gap and Currency Gap on China's Inflation
Wang Kai1,Pang Zhen2
(1. School of Management and Economics, Northwest University, Xi'an 710127, China;
2. School of Humanities and Arts, Xi'an Electronics and Technology University, Xi'an 710071, China)
