一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧進入新世紀(jì)以來，中國經(jīng)濟逐步擺脫亞洲金融危機的影響，價格由負(fù)轉(zhuǎn)正后進人上漲通道。2003年l1月至2004年10月，通貨膨脹率連續(xù)12個月上揚；2007年3月至2008年l0月，通貨膨脹率連續(xù)l9個月上揚。從CPI的八大分類指數(shù)看，這兩輪CPI上揚都表現(xiàn)為食品、居住類價格上漲。因此，這兩輪通貨膨脹率上揚只是結(jié)構(gòu)性物價上漲，而不是全面通脹。2008年金融危機后，中國政府推出4萬億人民幣的財政刺激方案，帶動了地方18萬億元的投資，進而推動投資進入快速上漲周期，并于2009年第三季度達(dá)到頂峰。雖然2009年以來，中國開始退出經(jīng)濟刺激計劃，由寬松貨幣政策和擴張性財政政策轉(zhuǎn)向適度緊縮的經(jīng)濟政策。2010年底召開的中央經(jīng)濟工作會議提出，保持物價總水平基本穩(wěn)定是當(dāng)前和今后一個時期宏觀調(diào)控最緊迫的任務(wù)，要“把穩(wěn)定價格總水平放在更加突出的位置”。在2011年3月5日的《政府工作報告》中進一步提出，“要把穩(wěn)定物價總水平作為宏觀調(diào)控的首要任務(wù)。”但由于各國經(jīng)濟政策的不協(xié)調(diào)和外部經(jīng)濟環(huán)境的不確定性，中國緊縮經(jīng)濟政策的效果尚不明顯。據(jù)國家統(tǒng)計局顯示，進入2010年后，中國通貨膨脹率卻在不斷提高，2010年5月突破3％的容忍度，11月又創(chuàng)過去兩年多以來的新高5．1％ ，甚至在2011年7月達(dá)到近三年以來的最大值6．5％ ，在經(jīng)歷了一系列的財政貨幣雙雙收緊之后，2011年年末到2012年年初的通脹率仍在4％ 以上。值得注意的是，最新一輪的通貨膨脹從2010年下半年特別是四季度開始明顯加速，物價漲勢之猛、范圍之廣、影響之大，已經(jīng)不再是結(jié)構(gòu)性物價上漲，也不是單純的通脹預(yù)期，而是現(xiàn)實的、全面的、比較嚴(yán)重的通脹。在2011年12月建立拐點之后，通貨膨脹率仍處于高位，并于2012年1月重新回到4．5％ ，可見中期的通貨膨脹壓力仍不能低估。那么，中國近年來通貨膨脹率逐漸提高，究竟是由哪些因素所引起?財政貨幣政策是否是其中的關(guān)鍵性變量?政府是否能夠運用合理的經(jīng)濟政策手段抑制當(dāng)前嚴(yán)重的通貨膨脹?這些都已成為當(dāng)前亟待研究和解決的重大問題。

　　而要追溯通貨膨脹的影響因素，則需要回顧學(xué)術(shù)界的相關(guān)研究動態(tài)。當(dāng)前大多數(shù)學(xué)者都認(rèn)為通貨膨脹純粹只是一種貨幣現(xiàn)象，因此只有貨幣政策的選擇才會決定通貨膨脹水平；而另一方面，著名的“李嘉圖均衡”表明，只要消費者有理性預(yù)期，財政支出都不會影響到總需求，因此不會影響到通貨膨脹(Woodford，2001)。Mishkin(2004)指出，無論是財政政策，還是供給方面的因素，都只可能導(dǎo)致物價水平的暫時性波動，而不可能導(dǎo)致物價水平的持續(xù)上漲，只有貨幣供給量持續(xù)增加時才會出現(xiàn)物價水平持續(xù)、大規(guī)模的向上運動。因此，貨幣政策尤其是貨幣供給和通貨膨脹的相關(guān)關(guān)系得到了國外經(jīng)濟學(xué)家廣泛而深人的研究，其中具有代表性的包括Taylor(1993)、McCandless和Weber(1995)、Martin和Milas(2004)、Nelson(2008)、McCallum和Nelson(2010)、Diego等(2011)等。國內(nèi)經(jīng)濟學(xué)家鄭耀東(1998)認(rèn)為，通貨膨脹的加劇一般對應(yīng)著貨幣流通速度的加快；過度的貨幣供給不僅會造成持續(xù)性通貨膨脹，同時產(chǎn)生的貨幣流通速度加快也為通貨膨脹推波助瀾；國際比較和中國的例證說明，貨幣流通速度VV，、V 同時出現(xiàn)持續(xù)性絕對加速效應(yīng)，將誘致螺旋式或惡性通貨膨脹，通貨膨脹率與V卟V 、V：均存在穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系。趙進文和黃彥(2006)利用前瞻性經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和非二次福利函數(shù)方式設(shè)定的目標(biāo)函數(shù)，測定了中國的最優(yōu)非線性貨幣政策反饋規(guī)則，認(rèn)為在1993年至2005年間，央行存在非對稱性政策偏好，貨幣政策反饋規(guī)則存在顯著的非線性特征，實際造成了中國存在通貨膨脹的明顯傾向。張鶴等(2009)基于信息不對稱性研究了貨幣政策透明度與反通貨膨脹之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)提高貨幣政策透明度不僅有利于減小通貨膨脹偏差，而且會降低通貨膨脹波動。王君斌等(201 1)基于動態(tài)新凱恩斯主義視角，運用中國宏觀季度數(shù)據(jù)討論了貨幣政策沖擊對產(chǎn)出、消費和通貨膨脹的動態(tài)效應(yīng)和傳導(dǎo)機制，研究表明，在投資效率低下、產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的經(jīng)濟條件下，擴張性貨幣供給沖擊在短期內(nèi)迅速增加產(chǎn)出的同時，傾向于抑制消費、提高通貨膨脹率。

　　事實上，財政支出不僅可以影響經(jīng)濟增長，而且可能導(dǎo)致通貨膨脹，尤其是當(dāng)?shù)胤秸�府問出現(xiàn)財政支出競爭時，總體財政支出可能膨脹，從而產(chǎn)生通貨膨脹。Woodford(2001)、Sims(1997)、Cochrane(2005)等認(rèn)為，即便是沒有貨幣存在，財政政策依然能夠決定價格水平。Carls~om和Fue~t(2000)指出，如果央行是被動的，而財政當(dāng)局占統(tǒng)治地位，則財政政策對價格水平有著巨大的影響。Davig和Leeper(2009)認(rèn)為，當(dāng)價格是粘性的，增加政府的購買水平就會逐漸抬高價格水平，從而提高預(yù)期路徑的通貨膨脹。

　　財政政策影響通貨膨脹的觀點較早見于Sargent和Wallace(1981)的“非合意的貨幣主義者計算”

　　(some unpleasant monetarist arithmetic)理論。該理論認(rèn)為，如果財政當(dāng)局占優(yōu)于貨幣當(dāng)局，過度的財政赤字水平就會導(dǎo)致政府發(fā)行貨幣進行融資，當(dāng)債券利率超過經(jīng)濟增長速度時，貨幣當(dāng)局就再也無法控制貨幣的供給，進而導(dǎo)致通貨膨脹。Leeper(1991)提倡利用消極貨幣政策和積極財政政策的組合來穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟，在這種情況下，價格水平則由財政政策決定；但是在積極貨幣政策和財政政策組合下，價格水平就會呈現(xiàn)出爆炸性增長。Leeper(1991)與Sargent和Wallace(1981)的共同點在于，財政政策影響或決定價格水平需要貨幣政策同時起作用。除此之外，眾多經(jīng)濟學(xué)家主要針對“物價水平的財政決定理論”(The Fiscal Theory of the Price Level，簡稱FI’PL)做出了深人研究，其觀點主要存在以下分歧：支持物價水平的財政決定理論有I~eper和Sims(1984)、Sims(1994)、Leeper(1991)、Sehmitt-Grohi~和Uribe(I997)、Woodford(2001)、Cochrane(2005)、Creel和Bihan(2006)、B6nassy(2008)、13~jo．Rubio等(2009)；但也有不少學(xué)者對其持反對意見，他們認(rèn)為物價水平的財政決定理論并不完全成立，即使該理論存在成立的可能性，但對模型施加的限制條件也非�？量蹋�而這些條件在現(xiàn)實中很難得到滿足，如Canzoneri等(2001)、McCallum(2003)、Niepelt(2004)、McCallum 和Nelson(2006)、Fan和Minford(2009)、Sproul(2011)。

　　因此，維持價格的穩(wěn)定不僅僅需要一個適當(dāng)?shù)呢泿耪�策�?guī)則，同樣更需要一個適當(dāng)?shù)呢斦�政策�?guī)則(Woodford，2001)，也即是說，穩(wěn)定物價需要財政貨幣政策的協(xié)調(diào)配合使用，兩者缺一不可。但目前的相關(guān)研究卻忽略了財政支出引起通貨膨脹的產(chǎn)生機理，而過多地關(guān)注貨幣政策與通貨膨脹的相關(guān)關(guān)系，那么，財政支出在穩(wěn)定物價過程中會起到一個什么樣的作用?它與貨幣政策又是如何協(xié)調(diào)的?貨幣政策和財政政策在穩(wěn)定物價過程中的相互制約以及配合表現(xiàn)在哪些方面?在中國特殊的分權(quán)改革以及金融危機對中國經(jīng)濟產(chǎn)生劇烈沖擊的背景下，為刺激國內(nèi)經(jīng)濟而受到積極支持的地方政府投融資平臺有效地成為地方政府的“第三只財政之手”，中央和地方財政支出與通貨膨脹又存在何種關(guān)系?這些都是需要深入研究的問題。雖然物價水平的財政決定理論在理論研究方面已較為成熟，但是在實證檢驗方面僅僅是針對美國的研究較為多見。為了彌補當(dāng)前國內(nèi)對財政政策與通貨膨脹的關(guān)系研究的相對缺乏，本文同時將中央政府財政支出和地方政府財政支出作為解釋變量，并分別考慮不同層次的貨幣供應(yīng)量以考察其對中國整體通脹膨脹水平的影響效應(yīng)。三、變量的選取、數(shù)據(jù)來源及其說明和實證模型(一)變量的選取本文充分考慮到模型的簡化原則，按照上述的分析且根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，選取了以下變量：

　　被解釋變量：通貨膨脹，以居民消費價格指數(shù)(CPI)表示，各年指數(shù)均以1952年為基期(價格指數(shù)1952：100)的定期指數(shù)表示，所使用的樣本區(qū)間為1952年到2010年(下同)。

　　解釋變量：(1)中央政府財政支出(ZG)和地方財政支出(LG)。鑒于政府支出通過“鑄幣稅效應(yīng)”

　　和“財富效應(yīng)”進一步擴展到“生產(chǎn)效應(yīng)”和“內(nèi)部需求效應(yīng)”這四種效應(yīng)影響通貨膨脹，政府間支出競爭與政府規(guī)模的關(guān)系暗示，政府問策略互動會通過支出規(guī)模的膨脹而對通貨膨脹產(chǎn)生潛在的影響(趙文哲和周業(yè)安，2009)。本文主要討論地方政府與中央間的“縱向互動”對整體價格水平的影響，以明確考察中央和地方財政支出對通貨膨脹的影響效應(yīng)。(2)三種不同層次的貨幣供應(yīng)量(流通中的現(xiàn)金：

　　M。；狹義貨幣供應(yīng)量：M ；廣義貨幣供應(yīng)量：M：)。在日常生活中，M0數(shù)值高，證明老百姓手頭寬裕、富足，流動性最強；M 反映的是居民和企業(yè)資金松緊變化，是經(jīng)濟周期波動的先行指標(biāo)，流動性僅次于M。，若M，增速較快，則消費和終端市場活躍；M 流動性偏弱，其不僅反映現(xiàn)實的購買力，還反映潛在的購買力，是社會總需求的變化和未來通貨膨脹的壓力狀況，若M 增速較快，則投資和中間市場活躍。

　　M：過高而M 過低，表明投資過熱、需求不旺，有危機風(fēng)險；M 過高而M：過低，表明需求強勁、投資不足，有漲價風(fēng)險。(3)匯率(E)。本文的匯率采用的是直接標(biāo)價法，即1個單位的美元作為基準(zhǔn)，折算為一定數(shù)額的人民幣。匯率上升(也即是人民幣貶值)表示相對美國商品而言，中國商品價格下降，貿(mào)易順差將會擴大；匯率下降，表示中國商品價格上漲，貿(mào)易順差將會被縮小。(4)資本形成總額(ZB)。為了考察資本形成與通貨膨脹的關(guān)系。

　　(二)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計本文實證分析采用的是1952-2010年中國的宏觀數(shù)據(jù)，均來自于《中國統(tǒng)計年鑒》(2010、2011年)、《中國財政年鑒》(2000-2009年)、《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、中國人民銀行網(wǎng)站。

　　(三)研究方法及模型構(gòu)建在考慮變量關(guān)系時，傳統(tǒng)的經(jīng)濟計量方法最常用的是OLS法，但由于OLS法是建立在變量平穩(wěn)的基礎(chǔ)之上，當(dāng)考察的變量為非平穩(wěn)的時間序列變量時，使用OLS法容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，導(dǎo)致其推斷的結(jié)果往往是錯誤的。因此，為了避免這種現(xiàn)象，本文運用向量自回歸模型(VAR)，VAR模型不是以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)的，而是在模型的每一個方程中用當(dāng)期內(nèi)生變量對模型中的全部內(nèi)生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內(nèi)生變量之間的動態(tài)關(guān)系，估計過程中不帶有任何事先約束條件。

　　VECM本質(zhì)是一個有約束的VAR模型，在解釋變量中含有協(xié)整約束關(guān)系，當(dāng)出現(xiàn)一個大范圍的短期波動時，VECM會使內(nèi)生變量收斂于它們的長期協(xié)整關(guān)系。短期部分調(diào)整可以修正長期均衡的偏離，因此協(xié)整項也被稱為誤差項。在估計VECM的基礎(chǔ)上，可以進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，這也是VAR(VECM)模型一個的重要應(yīng)用。在VAR和VECM的估計中，可以通過AIC、SC、LR、Q統(tǒng)計量等聯(lián)合確定合適的滯后期。

　　VAR(VECM)模型另一個重要的應(yīng)用是可以利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來研究模型的動態(tài)特征。所謂脈沖響應(yīng)是指系統(tǒng)對其某一變量的一個沖擊(Shock)或新生(Innovation)變量所作出的反應(yīng)，即在隨機誤差項加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響，脈沖響應(yīng)函數(shù)就是用于衡量這種影響的變動軌跡，它能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用。方差分解則是通過將一個變量沖擊的均方誤差分解成系統(tǒng)中各個變量的隨機沖擊所做的貢獻(xiàn)，然后計算出每一個變量沖擊的相對重要性，即變量沖擊的貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)的比重，定量地把握模型中變量間的影響關(guān)系。

　　根據(jù)前述理論分析，為了勾勒出財政支出、資本形成總額、}[率以及貨幣供應(yīng)量的變動對中國居民消費價格指數(shù)的傳遞程度及方向，同時為了減少模型以外的波動性，本文采取對較大的絕對數(shù)值取對數(shù)的形式。為了檢驗不同性質(zhì)的財政支出對中國居民消費價格指數(shù)的沖擊效應(yīng)，本文同時運用地方財政支出與中央財政支出作為兩個不同的變量。為了更清楚地分析不同層次的貨幣供給量對居民消費價格指數(shù)波動的影響，結(jié)合前文設(shè)計的相關(guān)變量，在此先分別設(shè)計三種不同的模型對其影響程度進行檢驗。

　　四、實證結(jié)果分析(一)單位根檢驗本文利用ADF單位根檢驗法對各變量進行單位根檢驗，以確定變量的平穩(wěn)性。通過檢驗發(fā)現(xiàn)，lnCPI InLG InZG、InM 、InMj InM 1InZB、E都是非平穩(wěn)變量。于是，我們對非平穩(wěn)變量的處理采取差分法，其結(jié)果如表1所示。從中可以看出，經(jīng)過處理后所有數(shù)據(jù)序列在1％的顯著水平下都是平穩(wěn)的，所以各變量都是一階單整的。

　　(二)協(xié)整檢驗由于上述各指標(biāo)都是一階單整序列，這些指標(biāo)可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，從而反映變量問可能存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，因此，可以利用檢驗來判斷他們之間是否存在協(xié)整關(guān)系，并進一步確定相關(guān)變量之間的符號關(guān)系。而Johan．sen協(xié)整檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗方法，檢驗之前必須確定VAR模型的結(jié)構(gòu)。根據(jù)AIC、sC、LR、Q統(tǒng)計量等聯(lián)合確定最優(yōu)滯后階數(shù)為3。在此基礎(chǔ)之上做協(xié)整檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，模型一、二、三均存在協(xié)整關(guān)系，根據(jù)向量誤差修正模型，我們可以得到的具體協(xié)整方程結(jié)果如表2所示。表2說明了在1952---2010年上述各變量之間均存在長期均衡關(guān)系，具體情況如下：(1)由實證分析的三個模型可以看出，貨幣供給對通貨膨脹的影響并不顯著。雖然ln M 和ln M 對通貨膨脹存在正向影響，lnM 對通貨膨脹存在負(fù)向影響，但是其影響均未通過顯著性檢驗。說明長期內(nèi)中國各個層次的貨幣供給并不是導(dǎo)致通貨膨脹的最主要原因�？赡艿慕忉屖�，或許中國并不存在“貨幣過多”的情形(除了1993-1994年①和2009-2010年②)，筆耕文化推薦期刊，高貨幣化率僅僅意味著中國經(jīng)濟發(fā)展中存在著深層次的問題，在快速推進工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的過程中，為維持經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長，保有這樣高的貨幣化率或許是一種“理性的選擇”。(2)地方財政支出在三個模型中的回歸結(jié)果均表現(xiàn)為顯著，且與通貨膨脹呈正相關(guān)關(guān)系，說明長期內(nèi)地方財政支出的擴張是導(dǎo)致中國通貨膨脹的主要因素，也即是財政支出對通貨膨脹的影響具有持續(xù)性�？赡艿慕忉屖�，地方政府普遍將中央政府的財政支出視為“公共池”，因而導(dǎo)致地方政府財政支出的膨脹和中央政府轉(zhuǎn)移支付的增加，進而導(dǎo)致總體政府支出和赤字規(guī)模增加，因此產(chǎn)生更高的通貨膨脹(趙文哲和周業(yè)安，2009)。目前，地方政府稅收收人的大部分都繳納中央，因此中央政府占有較高比重的財政收入，而中央在對財政收人進行分配時占據(jù)一定的優(yōu)勢地位，這樣就會較為明確地進行轉(zhuǎn)移支付，進而起到降低通貨膨脹的作用。(3)中央政府財政支出在三個模型中的回歸結(jié)果表現(xiàn)為顯著，且與通貨膨脹呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明長期內(nèi)中央政府?dāng)U大財政支出有利于控制通貨膨脹。(4)資本形成總額對通貨膨脹的影響不顯著。(5)匯率的變化與通貨膨脹之間呈正相關(guān)關(guān)系，說明長期內(nèi)人民幣升值有利于控制通貨膨脹。

　　利用協(xié)整檢驗確定了各變量之間的長期均衡關(guān)系以后，我們以誤差修正模型來反映各變量之間的短期動態(tài)關(guān)系：(1)模型一的誤差修正模型中，誤差修正項的系數(shù)在顯著水平下能夠通過檢驗；地方財政支出(In LG)滯后1期變量在1％的顯著水平上能夠通過檢驗，且對通貨膨脹表現(xiàn)為負(fù)向拉動作用；中央財政支出(InZC)滯后3期變量在1％的顯著水平上能夠通過檢驗，且對通貨膨脹表現(xiàn)為負(fù)向拉動作用；廣義貨幣供應(yīng)量(1nM )滯后l期和3期在l％的顯著水平上能夠通過檢驗，且對通貨膨脹表現(xiàn)為正向拉動作用；資本形成總額(1nzB)滯后1期變量在l％的顯著水平上能夠通過檢驗，且對通貨膨脹表現(xiàn)為正向拉動作用的系數(shù)不顯著，說明短期內(nèi)中國的匯率變化并不能對通貨膨脹造成影響。(2)模型二的誤差修正模型中，誤差修正項的系數(shù)在1％顯著水平下能夠通過檢驗；地方財政支出(InLG)滯后l期變量在10％的顯著水平上能夠通過檢驗，且對通貨膨脹表現(xiàn)為負(fù)向拉動作用；中央財政支出(InZG)滯后3期變量在1％的顯著水平上能夠通過檢驗，且對通貨膨脹表現(xiàn)為負(fù)向拉動作用；狹義貨幣供應(yīng)量(1nM )滯后3期在10％的顯著水平上能夠通過檢驗，且對通貨膨脹表現(xiàn)為正向拉動作用；資本形成總額(InZB)滯后l期變量在1％的顯著水平上能夠通過檢驗，且對通貨膨脹表現(xiàn)為正向拉動作用；匯率(E)的系數(shù)不顯著，說明短期內(nèi)中國的匯率變化并不能對通貨膨脹波動造成影響。(3)模型三的誤差修正模型中，誤差修正項的系數(shù)在1％顯著水平下能夠通過檢驗；地方財政支出(InLG)滯后1期變量在1％的顯著水平上能夠通過檢驗，且對通貨膨脹表現(xiàn)為負(fù)向拉動作用；中央財政支出(InZG)滯后3期變量在1％的顯著水平上能夠通過檢驗，且對通貨膨脹表現(xiàn)為負(fù)向拉動作用；流通中的現(xiàn)金(1nM。)滯后1期變量在l％的顯著水平上能夠通過檢驗，滯后3期在1％的顯著水平上能夠通過檢驗，且均對通貨膨脹表現(xiàn)為正向拉動作用；資本形成總額(InZB)滯后1期變量在1％的顯著水平上能夠通過檢驗，且對通貨膨脹表現(xiàn)為正向拉動作用；匯率(E)的系數(shù)不顯著，說明短期內(nèi)中國的匯率變化并不能對通貨膨脹造成影響。