一、引言及相關文獻回顧進入新世紀以來，中國經濟逐步擺脫亞洲金融危機的影響，價格由負轉正后進人上漲通道。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構性物價上漲，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年第三季度達到頂峰。雖然2009年以來，中國開始退出經濟刺激計劃，由寬松貨幣政策和擴張性財政政策轉向適度緊縮的經濟政策。2010年底召開的中央經濟工作會議提出，保持物價總水平基本穩(wěn)定是當前和今后一個時期宏觀調控最緊迫的任務，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控的首要任務。”但由于各國經濟政策的不協(xié)調和外部經濟環(huán)境的不確定性，中國緊縮經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月達到近三年以來的最大值6．5％ ，在經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，已經不再是結構性物價上漲，也不是單純的通脹預期，而是現(xiàn)實的、全面的、比較嚴重的通脹。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鍵性變量?政府是否能夠運用合理的經濟政策手段抑制當前嚴重的通貨膨脹?這些都已成為當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，則需要回顧學術界的相關研究動態(tài)。當前大多數(shù)學者都認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，都只可能導致物價水平的暫時性波動，而不可能導致物價水平的持續(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關系得到了國外經濟學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。國內經濟學家鄭耀東(1998)認為，通貨膨脹的加劇一般對應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，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)定的正相關關系。趙進文和黃彥(2006)利用前瞻性經濟結構和非二次福利函數(shù)方式設定的目標函數(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出、消費和通貨膨脹的動態(tài)效應和傳導機制，研究表明，在投資效率低下、產能嚴重過剩的經濟條件下，擴張性貨幣供給沖擊在短期內迅速增加產出的同時，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濟增長，而且可能導致通貨膨脹，尤其是當?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，從而產生通貨膨脹。Woodford(2001)、Sims(1997)、Cochrane(2005)等認為，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)認為，當價格是粘性的，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。該理論認為，如果財政當局占優(yōu)于貨幣當局，過度的財政赤字水平就會導致政府發(fā)行貨幣進行融資，當債券利率超過經濟增長速度時，貨幣當局就再也無法控制貨幣的供給，進而導致通貨膨脹。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，眾多經濟學家主要針對“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)；但也有不少學者對其持反對意見，他們認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�，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?shù)呢泿耪�策�?guī)則，同樣更需要一個適當?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)調配合使用，兩者缺一不可。但目前的相關研究卻忽略了財政支出引起通貨膨脹的產生機理，而過多地關注貨幣政策與通貨膨脹的相關關系，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?在中國特殊的分權改革以及金融危機對中國經濟產生劇烈沖擊的背景下，為刺激國內經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。為了彌補當前國內對財政政策與通貨膨脹的關系研究的相對缺乏，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量以考察其對中國整體通脹膨脹水平的影響效應。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”

　　和“財富效應”進一步擴展到“生產效應”和“內部需求效應”這四種效應影響通貨膨脹，政府間支出競爭與政府規(guī)模的關系暗示，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。(2)三種不同層次的貨幣供應量(流通中的現(xiàn)金：

　　M。；狹義貨幣供應量：M ；廣義貨幣供應量：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，是經濟周期波動的先行指標，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，有危機風險；M 過高而M：過低，表明需求強勁、投資不足，有漲價風險。(3)匯率(E)。本文的匯率采用的是直接標價法，即1個單位的美元作為基準，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，貿易順差將會擴大；匯率下降，表示中國商品價格上漲，貿易順差將會被縮小。(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)研究方法及模型構建在考慮變量關系時，傳統(tǒng)的經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)的基礎之上，當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，導致其推斷的結果往往是錯誤的。因此，為了避免這種現(xiàn)象，本文運用向量自回歸模型(VAR)，VAR模型不是以經濟理論為基礎的，而是在模型的每一個方程中用當期內生變量對模型中的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量之間的動態(tài)關系，估計過程中不帶有任何事先約束條件。

　　VECM本質是一個有約束的VAR模型，在解釋變量中含有協(xié)整約束關系，當出現(xiàn)一個大范圍的短期波動時，VECM會使內生變量收斂于它們的長期協(xié)整關系。短期部分調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的基礎上，可以進行格蘭杰因果關系檢驗，這也是VAR(VECM)模型一個的重要應用。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用是可以利用脈沖響應函數(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，即在隨機誤差項加一個標準差大小的沖擊對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響，脈沖響應函數(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，然后計算出每一個變量沖擊的相對重要性，即變量沖擊的貢獻占總貢獻的比重，定量地把握模型中變量間的影響關系。

　　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。為了檢驗不同性質的財政支出對中國居民消費價格指數(shù)的沖擊效應，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，結合前文設計的相關變量，在此先分別設計三種不同的模型對其影響程度進行檢驗。

　　四、實證結果分析(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，其結果如表1所示。從中可以看出，經過處理后所有數(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都是一階單整序列，這些指標可能存在某種平穩(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)整關系，因此，可以利用檢驗來判斷他們之間是否存在協(xié)整關系，并進一步確定相關變量之間的符號關系。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模型的結構。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。在此基礎之上做協(xié)整檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，模型一、二、三均存在協(xié)整關系，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 對通貨膨脹存在負向影響，但是其影響均未通過顯著性檢驗。說明長期內中國各個層次的貨幣供給并不是導致通貨膨脹的最主要原因�？赡艿慕忉屖牵�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果均表現(xiàn)為顯著，且與通貨膨脹呈正相關關系，說明長期內地方財政支出的擴張是導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。可能的解釋是，地方政府普遍將中央政府的財政支出視為“公共池”，因而導致地方政府財政支出的膨脹和中央政府轉移支付的增加，進而導致總體政府支出和赤字規(guī)模增加，因此產生更高的通貨膨脹(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果表現(xiàn)為顯著，且與通貨膨脹呈負相關關系，說明長期內中央政府擴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關系，說明長期內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)為負向拉動作用；廣義貨幣供應量(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)為負向拉動作用；狹義貨幣供應量(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，說明短期內中國的匯率變化并不能對通貨膨脹造成影響。