一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧進(jìn)入新世紀(jì)以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)逐步擺脫亞洲金融危機(jī)的影響，價(jià)格由負(fù)轉(zhuǎn)正后進(jìn)人上漲通道。2003年l1月至2004年10月，通貨膨脹率連續(xù)12個(gè)月上揚(yáng)；2007年3月至2008年l0月，通貨膨脹率連續(xù)l9個(gè)月上揚(yáng)。從CPI的八大分類指數(shù)看，這兩輪CPI上揚(yáng)都表現(xiàn)為食品、居住類價(jià)格上漲。因此，這兩輪通貨膨脹率上揚(yáng)只是結(jié)構(gòu)性物價(jià)上漲，而不是全面通脹。2008年金融危機(jī)后，中國(guó)政府推出4萬(wàn)億人民幣的財(cái)政刺激方案，帶動(dòng)了地方18萬(wàn)億元的投資，進(jìn)而推動(dòng)投資進(jìn)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(lái)，中國(guó)開(kāi)始退出經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃，由寬松貨幣政策和擴(kuò)張性財(cái)政政策轉(zhuǎn)向適度緊縮的經(jīng)濟(jì)政策。2010年底召開(kāi)的中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議提出，保持物價(jià)總水平基本穩(wěn)定是當(dāng)前和今后一個(gè)時(shí)期宏觀調(diào)控最緊迫的任務(wù)，要“把穩(wěn)定價(jià)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(bào)告》中進(jìn)一步提出，“要把穩(wěn)定物價(jià)總水平作為宏觀調(diào)控的首要任務(wù)。”但由于各國(guó)經(jīng)濟(jì)政策的不協(xié)調(diào)和外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不確定性，中國(guó)緊縮經(jīng)濟(jì)政策的效果尚不明顯。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局顯示，進(jìn)入2010年后，中國(guó)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(guò)去兩年多以來(lái)的新高5．1％ ，甚至在2011年7月達(dá)到近三年以來(lái)的最大值6．5％ ，在經(jīng)歷了一系列的財(cái)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(kāi)始明顯加速，物價(jià)漲勢(shì)之猛、范圍之廣、影響之大，已經(jīng)不再是結(jié)構(gòu)性物價(jià)上漲，也不是單純的通脹預(yù)期，而是現(xiàn)實(shí)的、全面的、比較嚴(yán)重的通脹。在2011年12月建立拐點(diǎn)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(jiàn)中期的通貨膨脹壓力仍不能低估。那么，中國(guó)近年來(lái)通貨膨脹率逐漸提高，究竟是由哪些因素所引起?財(cái)政貨幣政策是否是其中的關(guān)鍵性變量?政府是否能夠運(yùn)用合理的經(jīng)濟(jì)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(wèn)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(dòng)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(huì)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(fèi)者有理性預(yù)期，財(cái)政支出都不會(huì)影響到總需求，因此不會(huì)影響到通貨膨脹(Woodford，2001)。Mishkin(2004)指出，無(wú)論是財(cái)政政策，還是供給方面的因素，都只可能導(dǎo)致物價(jià)水平的暫時(shí)性波動(dòng)，而不可能導(dǎo)致物價(jià)水平的持續(xù)上漲，只有貨幣供給量持續(xù)增加時(shí)才會(huì)出現(xiàn)物價(jià)水平持續(xù)、大規(guī)模的向上運(yùn)動(dòng)。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(guó)外經(jīng)濟(jì)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(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)家鄭耀東(1998)認(rèn)為，通貨膨脹的加劇一般對(duì)應(yīng)著貨幣流通速度的加快；過(guò)度的貨幣供給不僅會(huì)造成持續(xù)性通貨膨脹，同時(shí)產(chǎn)生的貨幣流通速度加快也為通貨膨脹推波助瀾；國(guó)際比較和中國(guó)的例證說(shuō)明，貨幣流通速度VV，、V 同時(shí)出現(xiàn)持續(xù)性絕對(duì)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(jìn)文和黃彥(2006)利用前瞻性經(jīng)濟(jì)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(cè)定了中國(guó)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(duì)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(shí)際造成了中國(guó)存在通貨膨脹的明顯傾向。張鶴等(2009)基于信息不對(duì)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(huì)降低通貨膨脹波動(dòng)。王君斌等(201 1)基于動(dòng)態(tài)新凱恩斯主義視角，運(yùn)用中國(guó)宏觀季度數(shù)據(jù)討論了貨幣政策沖擊對(duì)產(chǎn)出、消費(fèi)和通貨膨脹的動(dòng)態(tài)效應(yīng)和傳導(dǎo)機(jī)制，研究表明，在投資效率低下、產(chǎn)能嚴(yán)重過(guò)剩的經(jīng)濟(jì)條件下，擴(kuò)張性貨幣供給沖擊在短期內(nèi)迅速增加產(chǎn)出的同時(shí)，傾向于抑制消費(fèi)、提高通貨膨脹率。

　　事實(shí)上，財(cái)政支出不僅可以影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而且可能導(dǎo)致通貨膨脹，尤其是當(dāng)?shù)胤秸�府�?wèn)出現(xiàn)財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)時(shí)，總體財(cái)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(méi)有貨幣存在，財(cái)政政策依然能夠決定價(jià)格水平。Carls~om和Fue~t(2000)指出，如果央行是被動(dòng)的，而財(cái)政當(dāng)局占統(tǒng)治地位，則財(cái)政政策對(duì)價(jià)格水平有著巨大的影響。Davig和Leeper(2009)認(rèn)為，當(dāng)價(jià)格是粘性的，增加政府的購(gòu)買水平就會(huì)逐漸抬高價(jià)格水平，從而提高預(yù)期路徑的通貨膨脹。

　　財(cái)政政策影響通貨膨脹的觀點(diǎn)較早見(jiàn)于Sargent和Wallace(1981)的“非合意的貨幣主義者計(jì)算”

　　(some unpleasant monetarist arithmetic)理論。該理論認(rèn)為，如果財(cái)政當(dāng)局占優(yōu)于貨幣當(dāng)局，過(guò)度的財(cái)政赤字水平就會(huì)導(dǎo)致政府發(fā)行貨幣進(jìn)行融資，當(dāng)債券利率超過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度時(shí)，貨幣當(dāng)局就再也無(wú)法控制貨幣的供給，進(jìn)而導(dǎo)致通貨膨脹。Leeper(1991)提倡利用消極貨幣政策和積極財(cái)政政策的組合來(lái)穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟(jì)，在這種情況下，價(jià)格水平則由財(cái)政政策決定；但是在積極貨幣政策和財(cái)政政策組合下，價(jià)格水平就會(huì)呈現(xiàn)出爆炸性增長(zhǎng)。Leeper(1991)與Sargent和Wallace(1981)的共同點(diǎn)在于，財(cái)政政策影響或決定價(jià)格水平需要貨幣政策同時(shí)起作用。除此之外，眾多經(jīng)濟(jì)學(xué)家主要針對(duì)“物價(jià)水平的財(cái)政決定理論”(The Fiscal Theory of the Price Level，簡(jiǎn)稱FI’PL)做出了深人研究，其觀點(diǎn)主要存在以下分歧：支持物價(jià)水平的財(cái)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(duì)其持反對(duì)意見(jiàn)，他們認(rèn)為物價(jià)水平的財(cái)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(duì)模型施加的限制條件也非�？量蹋�而這些條件在現(xiàn)實(shí)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(jià)格的穩(wěn)定不僅僅需要一個(gè)適當(dāng)?shù)呢泿耪�策�?guī)則，同樣更需要一個(gè)適當(dāng)?shù)呢?cái)政政策規(guī)則(Woodford，2001)，也即是說(shuō)，穩(wěn)定物價(jià)需要財(cái)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(cái)政支出引起通貨膨脹的產(chǎn)生機(jī)理，而過(guò)多地關(guān)注貨幣政策與通貨膨脹的相關(guān)關(guān)系，那么，財(cái)政支出在穩(wěn)定物價(jià)過(guò)程中會(huì)起到一個(gè)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(cái)政政策在穩(wěn)定物價(jià)過(guò)程中的相互制約以及配合表現(xiàn)在哪些方面?在中國(guó)特殊的分權(quán)改革以及金融危機(jī)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生劇烈沖擊的背景下，為刺激國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)而受到積極支持的地方政府投融資平臺(tái)有效地成為地方政府的“第三只財(cái)政之手”，中央和地方財(cái)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(wèn)題。雖然物價(jià)水平的財(cái)政決定理論在理論研究方面已較為成熟，但是在實(shí)證檢驗(yàn)方面僅僅是針對(duì)美國(guó)的研究較為多見(jiàn)。為了彌補(bǔ)當(dāng)前國(guó)內(nèi)對(duì)財(cái)政政策與通貨膨脹的關(guān)系研究的相對(duì)缺乏，本文同時(shí)將中央政府財(cái)政支出和地方政府財(cái)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(duì)中國(guó)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(lái)源及其說(shuō)明和實(shí)證模型(一)變量的選取本文充分考慮到模型的簡(jiǎn)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(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)表示，各年指數(shù)均以1952年為基期(價(jià)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(cái)政支出(ZG)和地方財(cái)政支出(LG)。鑒于政府支出通過(guò)“鑄幣稅效應(yīng)”

　　和“財(cái)富效應(yīng)”進(jìn)一步擴(kuò)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(jìng)爭(zhēng)與政府規(guī)模的關(guān)系暗示，政府問(wèn)策略互動(dòng)會(huì)通過(guò)支出規(guī)模的膨脹而對(duì)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(dòng)”對(duì)整體價(jià)格水平的影響，以明確考察中央和地方財(cái)政支出對(duì)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(dòng)性最強(qiáng)；M 反映的是居民和企業(yè)資金松緊變化，是經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的先行指標(biāo)，流動(dòng)性僅次于M。，若M，增速較快，則消費(fèi)和終端市場(chǎng)活躍；M 流動(dòng)性偏弱，其不僅反映現(xiàn)實(shí)的購(gòu)買力，還反映潛在的購(gòu)買力，是社會(huì)總需求的變化和未來(lái)通貨膨脹的壓力狀況，若M 增速較快，則投資和中間市場(chǎng)活躍。

　　M：過(guò)高而M 過(guò)低，表明投資過(guò)熱、需求不旺，有危機(jī)風(fēng)險(xiǎn)；M 過(guò)高而M：過(guò)低，表明需求強(qiáng)勁、投資不足，有漲價(jià)風(fēng)險(xiǎn)。(3)匯率(E)。本文的匯率采用的是直接標(biāo)價(jià)法，即1個(gè)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(duì)美國(guó)商品而言，中國(guó)商品價(jià)格下降，貿(mào)易順差將會(huì)擴(kuò)大；匯率下降，表示中國(guó)商品價(jià)格上漲，貿(mào)易順差將會(huì)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(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)本文實(shí)證分析采用的是1952-2010年中國(guó)的宏觀數(shù)據(jù)，均來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2010、2011年)、《中國(guó)財(cái)政年鑒》(2000-2009年)、《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、中國(guó)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(shí)，傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)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(shí)間序列變量時(shí)，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(cuò)誤的。因此，為了避免這種現(xiàn)象，本文運(yùn)用向量自回歸模型(VAR)，VAR模型不是以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)的，而是在模型的每一個(gè)方程中用當(dāng)期內(nèi)生變量對(duì)模型中的全部?jī)?nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸，從而估計(jì)全部?jī)?nèi)生變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，估計(jì)過(guò)程中不帶有任何事先約束條件。

　　VECM本質(zhì)是一個(gè)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(gè)大范圍的短期波動(dòng)時(shí)，VECM會(huì)使內(nèi)生變量收斂于它們的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。短期部分調(diào)整可以修正長(zhǎng)期均衡的偏離，因此協(xié)整項(xiàng)也被稱為誤差項(xiàng)。在估計(jì)VECM的基礎(chǔ)上，可以進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，這也是VAR(VECM)模型一個(gè)的重要應(yīng)用。在VAR和VECM的估計(jì)中，可以通過(guò)AIC、SC、LR、Q統(tǒng)計(jì)量等聯(lián)合確定合適的滯后期。

　　VAR(VECM)模型另一個(gè)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(lái)研究模型的動(dòng)態(tài)特征。所謂脈沖響應(yīng)是指系統(tǒng)對(duì)其某一變量的一個(gè)沖擊(Shock)或新生(Innovation)變量所作出的反應(yīng)，即在隨機(jī)誤差項(xiàng)加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來(lái)值所帶來(lái)的影響，脈沖響應(yīng)函數(shù)就是用于衡量這種影響的變動(dòng)軌跡，它能夠比較直觀地刻畫(huà)出變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用。方差分解則是通過(guò)將一個(gè)變量沖擊的均方誤差分解成系統(tǒng)中各個(gè)變量的隨機(jī)沖擊所做的貢獻(xiàn)，然后計(jì)算出每一個(gè)變量沖擊的相對(duì)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(cái)政支出、資本形成總額、}[率以及貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的傳遞程度及方向，同時(shí)為了減少模型以外的波動(dòng)性，本文采取對(duì)較大的絕對(duì)數(shù)值取對(duì)數(shù)的形式。為了檢驗(yàn)不同性質(zhì)的財(cái)政支出對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的沖擊效應(yīng)，本文同時(shí)運(yùn)用地方財(cái)政支出與中央財(cái)政支出作為兩個(gè)不同的變量。為了更清楚地分析不同層次的貨幣供給量對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)波動(dòng)的影響，結(jié)合前文設(shè)計(jì)的相關(guān)變量，在此先分別設(shè)計(jì)三種不同的模型對(duì)其影響程度進(jìn)行檢驗(yàn)。

　　四、實(shí)證結(jié)果分析(一)單位根檢驗(yàn)本文利用ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定變量的平穩(wěn)性。通過(guò)檢驗(yàn)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(duì)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(guò)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(yàn)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(wèn)可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，因此，可以利用檢驗(yàn)來(lái)判斷他們之間是否存在協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)一步確定相關(guān)變量之間的符號(hào)關(guān)系。而Johan．sen協(xié)整檢驗(yàn)是一種基于向量自回歸模型的檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)之前必須確定VAR模型的結(jié)構(gòu)。根據(jù)AIC、sC、LR、Q統(tǒng)計(jì)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(yàn)，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(shuō)明了在1952---2010年上述各變量之間均存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，具體情況如下：(1)由實(shí)證分析的三個(gè)模型可以看出，貨幣供給對(duì)通貨膨脹的影響并不顯著。雖然ln M 和ln M 對(duì)通貨膨脹存在正向影響，lnM 對(duì)通貨膨脹存在負(fù)向影響，但是其影響均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明長(zhǎng)期內(nèi)中國(guó)各個(gè)層次的貨幣供給并不是導(dǎo)致通貨膨脹的最主要原因�？赡艿慕忉屖牵�或許中國(guó)并不存在“貨幣過(guò)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(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中存在著深層次的問(wèn)題，在快速推進(jìn)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的過(guò)程中，為維持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快增長(zhǎng)，保有這樣高的貨幣化率或許是一種“理性的選擇”。(2)地方財(cái)政支出在三個(gè)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(shuō)明長(zhǎng)期內(nèi)地方財(cái)政支出的擴(kuò)張是導(dǎo)致中國(guó)通貨膨脹的主要因素，也即是財(cái)政支出對(duì)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(cái)政支出視為“公共池”，因而導(dǎo)致地方政府財(cái)政支出的膨脹和中央政府轉(zhuǎn)移支付的增加，進(jìn)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(cái)政收入，而中央在對(duì)財(cái)政收人進(jìn)行分配時(shí)占據(jù)一定的優(yōu)勢(shì)地位，這樣就會(huì)較為明確地進(jìn)行轉(zhuǎn)移支付，進(jìn)而起到降低通貨膨脹的作用。(3)中央政府財(cái)政支出在三個(gè)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(shuō)明長(zhǎng)期內(nèi)中央政府?dāng)U大財(cái)政支出有利于控制通貨膨脹。(4)資本形成總額對(duì)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(shuō)明長(zhǎng)期內(nèi)人民幣升值有利于控制通貨膨脹。

　　利用協(xié)整檢驗(yàn)確定了各變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系以后，我們以誤差修正模型來(lái)反映各變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系：(1)模型一的誤差修正模型中，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)在顯著水平下能夠通過(guò)檢驗(yàn)；地方財(cái)政支出(In LG)滯后1期變量在1％的顯著水平上能夠通過(guò)檢驗(yàn)，且對(duì)通貨膨脹表現(xiàn)為負(fù)向拉動(dòng)作用；中央財(cái)政支出(InZC)滯后3期變量在1％的顯著水平上能夠通過(guò)檢驗(yàn)，且對(duì)通貨膨脹表現(xiàn)為負(fù)向拉動(dòng)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(guò)檢驗(yàn)，且對(duì)通貨膨脹表現(xiàn)為正向拉動(dòng)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(guò)檢驗(yàn)，且對(duì)通貨膨脹表現(xiàn)為正向拉動(dòng)作用的系數(shù)不顯著，說(shuō)明短期內(nèi)中國(guó)的匯率變化并不能對(duì)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(xiàng)的系數(shù)在1％顯著水平下能夠通過(guò)檢驗(yàn)；地方財(cái)政支出(InLG)滯后l期變量在10％的顯著水平上能夠通過(guò)檢驗(yàn)，且對(duì)通貨膨脹表現(xiàn)為負(fù)向拉動(dòng)作用；中央財(cái)政支出(InZG)滯后3期變量在1％的顯著水平上能夠通過(guò)檢驗(yàn)，且對(duì)通貨膨脹表現(xiàn)為負(fù)向拉動(dòng)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(guò)檢驗(yàn)，且對(duì)通貨膨脹表現(xiàn)為正向拉動(dòng)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(guò)檢驗(yàn)，且對(duì)通貨膨脹表現(xiàn)為正向拉動(dòng)作用；匯率(E)的系數(shù)不顯著，說(shuō)明短期內(nèi)中國(guó)的匯率變化并不能對(duì)通貨膨脹波動(dòng)造成影響。(3)模型三的誤差修正模型中，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)在1％顯著水平下能夠通過(guò)檢驗(yàn)；地方財(cái)政支出(InLG)滯后1期變量在1％的顯著水平上能夠通過(guò)檢驗(yàn)，且對(duì)通貨膨脹表現(xiàn)為負(fù)向拉動(dòng)作用；中央財(cái)政支出(InZG)滯后3期變量在1％的顯著水平上能夠通過(guò)檢驗(yàn)，且對(duì)通貨膨脹表現(xiàn)為負(fù)向拉動(dòng)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(guò)檢驗(yàn)，滯后3期在1％的顯著水平上能夠通過(guò)檢驗(yàn)，且均對(duì)通貨膨脹表現(xiàn)為正向拉動(dòng)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(guò)檢驗(yàn)，且對(duì)通貨膨脹表現(xiàn)為正向拉動(dòng)作用；匯率(E)的系數(shù)不顯著，說(shuō)明短期內(nèi)中國(guó)的匯率變化并不能對(duì)通貨膨脹造成影響。