一、引 言
　　
　　从2007年至今，国内的通货膨胀引起了各方关注。我国学者对这种现象给出了各种解释，不少学者认为流动性过剩是引起我国通货膨胀的重要原因。国内外学者关于流动性过剩对价格的影响进行了大量研究。其中最著名的就是货币主义学派，他们认为价格持续上涨归根结底是一种货币现象。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。Friedman 和 Meiselman认为通货膨胀和流动性之间在短期内的这种不稳定性是由于时滞效应造成的^［1］。Detken 和Smets用18个OECD国家的年度数据证明了研究资产价格和流动性之间的正向关系^［2］。Ruffer和Stracca认为全球的流动性过剩会产生通胀的压力，并用Granger检验出大国的流动性过剩会对小国产生溢出效应^［3］。Bruggeman运用Logit模型分析流动性过剩、通胀、利率等变量之间的关系，认为并不是所有流动性过剩都会引起股票价格和实体资产价格上涨^［4］。国内学者朱慧明、张钰根据1994～2004年间的季度数据考察了货币供应与通货膨胀之间的关系，认为中国通货膨胀与货币供应之间存在协整关系^［5］；程建华、黄德龙、杨晓光认为M1、M2均为CPI的Granger原因， M1和进出口还是领先于CPI变动的稳定的先行指标^［6］；但刘金全以1982年1月—2004年3月间月度数据研究表明M0、M1与通货膨胀之间并不存在显著的协整关系^［7］。
　　现有文献研究流动性与通胀关系，主要是用M2或M1与CPI进行回归分析或者因果行检验。本文在讨论流动性过剩与通货膨胀关系的过程中，与现有文献的区别主要体现在以下两个方面：（1）本文从宏观层面讨论流动性过剩问题，即流动性过剩是指相对于经济增长而言货币存量过多的现象，微观层面的流动性过剩是宏观层面的具体反映。现有国内文献研究主要集中在银行体系的流动性过剩和金融衍生品的增长。（2）本文采用M2/GDP的季度同比作为流动性过剩的度量指标，并且建立包含经济增长率等在内的多变量自回归(VAR)模型，采用中国季度数据，运用协整分析、误差修正模型(ECM)和方差分解等方法分析各个变量之间的长期稳定关系和短期动态关系。本文分为六个部分。本文的第一部分为导言；第二部分选取模型分析的变量指标；第三部分为数据说明和单位根检验；第四部分进行协整分析和建立误差修正模型；第五部分对模型进行进一步的脉冲响应分析和方差分解；第六部分是结论和评述。
　　二、VAR模型中的变量指标选取
　　（一）流动性指标的选取
　　“流动性”概念起先由凯恩斯从“流动性偏好”角度提出，Makower和Marschak把流动性作为衡量资产转化为现金难易程度的指标^［8］。Lippman和McCall提供了流动性的量化方法，认为流动性是非货币资产以合理价格变现的最优预期时长^［9］。资产变现预期需要的时间越短，资产的流动性越强，否则流动性越弱。上述流动性（包括证券市场流动性）分析都是针对资产的变现特性而言，是同流动性资产或资产的流动性相一致的流动性范畴。而我国乃至全球当前所讨论的“流动性过剩”问题同上述“流动性资产”或“资产的流动性”所言的“流动性”范畴是不同的概念，有微观和宏观两个层次的含义。微观层面的流动性过剩指金融机构存贷差持续扩大（Caprio.Jr and Honohan ^［10］；王健^［11］），银行间市场资金面宽松，利率保持低水平。孙建潮主张采用存贷差、存贷比作为银行体系流动性过剩的指标^［12］。董积生和戴鉴雄以超额存款准备金和银行间市场人民币交易量两个指标来判定商业银行流动性过剩状况。从1978年到现在，我国金融机构的存款贷款余额差距不断扩大，2007年我国存贷差高达12万亿元；国有商业银行的存款准备金也不断提高，2007年第四季度为3.3万亿元，同比增长了50％^［13］。余永定认为以存贷差和贷存比指标衡量流动性过剩存在明显缺陷，超额准备金指标也不能客观的反映我国金融体系流动性过剩，因为法定存款准备金的提高会降低超额准备金水平，但是没有改变金融体系的流动性状况。流动性过剩分析局限于银行体系，就事论事，难以触及根本，商业银行的流动性过剩根源于货币供给过多，即广义货币供给超过了实体经济的需要^［14］。这客观上要求从宏观经济视角分析流动性过剩。如果把流动性用于货币市场的宏观层面，流动性是指实体经济的货币化程度（Borio, Kennedy and Prowse）^［15］；流动性过剩指实际货币存量高于均衡水平（Polleit & Gerdesmeier）^［16］。欧洲中央银行的有关专家从货币供给的角度提出了四种测度流动性过剩的方法。Rüffer和Stracca采用“广义货币/名义GDP”作为流动性过剩的分析指标，它等于货币流通速度（马歇尔k值）的倒数^［3］。我国的M2/GDP一直处于很高的水平，无论是在增长速度还是在具体时点（钟伟，黄涛^［17］）都高于其他国家。余永定认为M2/GDP作为流动性过剩的标准不适合中国国情，因为中国以前M2/GDP的值一直很高，但是没有引起通货膨胀和资产泡沫，2007年以来的通胀是由于资产的流动性提高，减少了对货币需求^［14］。谢平、张怀清认为M2/GDP并不能表明我国的货币化程度高，因为没有证据表明中国经济货币化程度比美国、英国高^［18］。Bruggeman采用M2/GDP偏离其长期趋势作为判断宏观流动性过剩的标准，方法是用H-P滤波技术过滤掉趋势项，剩下的波动项为流动性过剩或流动性不足。由于反映通货膨胀的指标CPI是价格同比，所以本文采用M2/GDP的季度同比值作为流动性指标，用K表示，一方面可以不用考虑季节调整和时间趋势，另一方面可以反映出流动性的波动情况，这里的GDP是名义国内生产总值^［19］。
　　（二）通货膨胀指标的选取
　　通货膨胀是国内外经济学家们长期以来重点研究的经济现象。但是对于这个被广泛使用的经济学概念，至今仍然没有一个公认的、科学而统一的定义。总体而言，国内外经济学家们对通货膨胀的定义和主要观点，大体可分为“物价派”和“货币派”两类。“物价派”通常用一般物价水平或物价总水平的上涨来定义通货膨胀，承认菲利普斯曲线的稳定存在，即货币不是中性的，如新古典综合学派的代表人物萨谬尔森；“货币派”则认为通货膨胀是一种货币现象，而物价上涨只是通货膨胀的表现形式，且并非完全的表现形式，短期内菲利普斯曲线是成立的，而长期则不成立。北京大学中国经济研究中心宏观组在研究通货膨胀时，重点强调通货膨胀中的“两个特征、一个伴随”，即物价水平的持续上涨和货币供应量的持续增加，通常还伴随着经济过热（或偏热）；反之，则定义为通货紧缩。王少平以1978~2000年为样本，运用Granger检验进行实证研究，验证了中国通货膨胀形成的基本原因是货币的过量发行^［20］。刘金全以1982~2004年期间M0和M1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^{［21，24］}。由此可见，不同研究的结果并不一致，出现这种现象的主要原因在于样本区间选择的不同以及建模的方法存在差异。在实践中,一般运用物价水平的持续上涨来反映实际的通货膨胀。经济学家通常把CPI超过5%看作是严重的通胀，CPI在3%~5%之间看作是温和的通胀。以此标准而衡量，1985年以来我国已经经历了三次严重的通胀：1985年(8.8)、1988年的(18.5)、1994年(24.1)；两次温和的通胀：2004年(3.9)、2007年（4.8）（详见图1）。本文用消费价格同比指数（CPI）作为通货膨胀的指标。
　　 　　图1 1985－2007年中国CPI
　　（三）其他变量指标的选取
　　为了不使遗漏变量影响向量自回归和误差修正模型的结果，本文选取与流动性和通货膨胀相关的变量作为VAR模型的辅助变量。
　　无论是从经济学理论还是从各国经济发展的实践来看，通货膨胀率与经济增长率之间都存在着密切的关系。在宏观经济理论中，菲利普斯曲线用来描述失业与通货膨胀之间的关系，奥肯定律则用来描述失业与经济增长之间的关系。把这两者结合起来，我们或许可以得到经济增长与通货膨胀之间的关系。对许多发展中国家而言，经济发展迅速的时期，往往也是通货膨胀较为严重的时期；经济处于收缩期时，则往往是通货紧缩时期。王智勇采用1981～2003年期间的年度数据和季度数据对我国经济增长与通货膨胀之间的关系进行分析，指出中国过快的经济增长，特别是以投资为主导的经济增长，是造成通货膨胀的重要原因，他认为中国经济增长速度只要连续两年超过10%，则必然会出现明显的通货膨胀^［22］。吕胜利认为在中国转轨时期，通货膨胀对经济增长有明显的促进作用，因为中国经济增长不仅没有带动通货膨胀率的上升，而且有降低通货膨胀的作用^［23］。为了跟通货膨胀和流动性指标的计算方法保持一致，本文选取实际GDP的季度同比值作为经济增长率变量指标，用R表示。
　　经济全球化的今天，一个国家的流动性、通胀水平与世界的流动性和通胀水平密不可分。关于通货膨胀国际传导，已经有相当多的理论模型研究。从通胀传导的结构论（北欧模型）到通胀传导的总量论（凯恩斯主义模型）、从货币主义者的开放经济货币均衡分析，到新古典主义货币先行框架下一国通胀如何影响他国居民跨期决策(Holman and Rioja) ^［25］，各学派对通货膨胀的国际传导途径做了深入的理论分析。Jeong和Lee以G7成员国为样本，在协整系统中对比了布雷顿森林体系时期和浮动汇率时期通胀跨国传递速度，并运用方差分解识别了美国是G7各国通胀的主要输出者^［26］。Cheung和Yuen则研究的是经济结构相似，但汇率制度不同的两个开放经济体（香港和新加坡）与美国通货膨胀的传导关系^［27］。从理论上说，通胀的国际传导渠道主要有三条：价格传导路径、货币供应量传导路径，以及总供给－总需求传导路径。徐传谌和刘凌波认为我国通货膨胀压力的直接原因是：外汇占款导致的货币流动性过剩和以资本市场、房地产市场为代表的资产价格大幅上涨。它们虽然不会导致通货膨胀的即时发生，但却是推动通货膨胀形成的根本因素，也是推动CPI数据长期走高的根本动因^［28］。Rüffer和Stracca以美国、日本、英国、加拿大、中国等15国数据所作的流动性过剩国际外溢的经验研究表明：流动性过剩对美国等国际货币体系货币领袖国国内经济的负面影响要比其他发展中国家小得多^［3］。因为美国是中国的重要经济往来国家，美国的流动性和通胀水平对我国会产生重要影响，本文选取美国消费价格指数作为世界物价对中国的影响指标，用FCPI表示。
　　
　　三、数据说明和单位根检验
　　
　　为了避免小样本回归产生的偏差并根据数据的可获得性，这里采用从1994年第三季度至2007年第三季度数据，样本数为53个。这里分别用CPI、K、R、FCPI表示消费者物价指数、流动性、经济增长率、外国通胀水平。数据来源于WIND资讯和中国资讯行。
　　计量分析中为了避免宏观经济变量的不平稳产生谬回归，这里首先采用单位根检验来判断数据的平稳性；其次通过协整分析法和ECM模型研究各变量之间的长期稳定和短期动态变化的关系；最后通过脉冲响应来比较通货膨胀对各变量一个单位正向冲击的反应结果，以及各变量对通货膨胀率的冲击效应分解，我们采用的计量软件是Eviews 5.0。
　　我们采用ADF方法进行单位根检验，检验方程根据是否具有截距项或者时间趋势分为三类：方程(1)中既无截距项又无时间趋势，方程(2)中含有截距项但无时间趋势，方程(3)中既有截距项又有时间趋势。
　　Δyt=γyt-1+∑p[]i=1βiΔyt-1+ut
　　t=1,2,…,T (1)
　　Δyt=γyt-1+α+∑p[]i=1βiΔyt-1+ut
　　t=1,2,…,T (2)
　　Δyt=γyt-1+α+δ+∑p[]i=1βiΔyt-1+ut
　　t=1,2,…,T (3)
　　其中，E(ut)=0，Var(ut)=σ2，检验H0:γ=0，H1:γ≠0。我们根据各组数据的时序图确定各变量数据ADF检验采用上述哪个检验方程(时序图省略)，同时依据各变量数据单位根方程中截距项和时间趋势的系数显著性来判断单位根检验模型设定的合理性。滞后阶p的确定是基于最小信息准则（AIC和BIC）原则做出的，结果见表1。
　　表1 变量单位根检验结果 变量[]截距[]时间趋势[]滞后阶数[]ADF值[]1%临界值[]5%临界值[]10%临界值lnCPI[]有[]有[]2[]-2.36[]-4.10[]-3.48[]-3.16[]lnK[]有[]有[]0[]-2.63[]-4.13[]-3.49[]-3.17[]lnR[]有[]有[]0[]-1.42[]-4.11[]-3.48[]-3.17[]lnFCPI[]无[]无[]0[]-0.45[]-2.60[]-1.94[]-1.61[]D(lnCPI)[]有[]无[]3[]-3.39**[]-3.54[]-2.91[]-2.59[]D(lnK)[]有[]无[]0[]-7.28***[]-3.55[]-2.91[]-2.59[]D(lnR)[]有[]无[]0[]-8.54***[]-3.54[]-2.91[]-2.59[]D(lnFCPI)[]有[]无[]7[]-3.96*** []-3.55[]-2.91[]-2.59[]
　　说明: ***、**、*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平下拒绝单位根检验，D表示一阶差分。
　　从表1中可以看出，各变量的时间序列在显著性水平为10%的ADF检验中都存在单位根。lnCPI的一阶差分在5%的显著性水平下拒绝单位根假设，其余变量的一阶差分都在1%的显著性检验水平下拒绝了单位根假设，从而在5%显著水平上，各变量都是I(1)序列。基于ADF检验我们就可进行协整分析。
　　四、协整分析和误差修正模型
　　（一）协整分析
　　我们用Johansen最大似然法分析各个变量的协整关系。协整模型的设定和滞后期确定原则是先根据最小化AIC和SC信息的标准选取，然后进行模型检验，若不能通过检验，则重新进行设定，直到找到相对理想的模型。经过反复检验确定协整变量具有线性趋势并有截距项，选择滞后2期，结果见表2。
　　从表2可以看出，在5%的显著性水平拒绝“0个协整向量”的假设，即变量之间存在一个协整关系。对协整向量的正则化得到=(1,-0.79,-0.35,-0.08,1.67)，其对应的协整关系为：
　　lnCPI=
　　0.79lnK+ 0.35lnR+ 0.08lnFCPI - 1.67
　　 　　(-3.19) (-3.76)
　　(-1.64)
　　 (2.03)
　　(4)
　　括号中的数字表示各个系数的t统计量，可以看出所有系数都通过显著性为10%的t检验进入协整方程。在长期关系中，通货膨胀率与其他三个变量存在稳定关系，即在开放经济条件下我国的流动性每提高1%会引发中国物价水平上涨0.79%；经济增长率每提高1%会带来0.35%的物价水平上升；外国物价水平对我国的通胀水平影响很小，并且显著性不强，协整检验显示外国物价每增长1%仅会拉动物价水平增长0.08个百分点。从协整向量可以看出，我国的通胀主要受到国内经济的影响，其中国内的流动性过剩是通货膨胀的重要原因。
　　表2 各变量之间的协整检验 原假设[]特征根[]迹统计量[]5%临界值[]P值0个协整向量*[] 0.305[] 33.615[] 29.797[] 0.017[]至多1个协整向量[] 0.178[] 13.572[] 15.494[] 0.095至多2个协整向量[] 0.049[] 2.773[] 3.841[] 0.096
　　注：加“*”表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。
　　(二)ECM模型分析
　　通过对变量进行协整分析可以发现变量之间的长期均衡关系，但是无法得知这些变量的短期动态关系，误差修正模型则可以解决这个问题。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量具有误差修正模型的形式，因此在协整检验的基础上进一步建立误差修正模型，研究流动性、通货膨胀率与其他影响因素的短期动态关系，省去系数未通过显著性为10%的t检验的解释变量，ECM模型为：
　　ΔlnCPIt=-0.07ECMt-1+0.44ΔlnCPI t-1+
　　0.25ΔlnCPI t-2-0.004ΔlnK t-1-0.03ΔlnR t-2-
　　0.35ΔlnFCPI t-2
　　ECMt-1=0.79lnK+0.35lnR+ 0.08lnFCPI-1.67
　　 误差修正项的系数为-0.07，符合反向修正原则，表明短期的非均衡状态逐渐向长期的均衡状态趋近。从式(5)来看，流动性在短期内会对通货膨胀率产生负向的影响，但效应十分微弱，仅为0.004。滞后一期和滞后二期的通货膨胀率对于当期通货膨胀率具有正向作用,相关系数分别为0.44和0.25，说明中国的通货膨胀仍然是惯性爬升的通货膨胀。模型还显示，有两个变量与通货膨胀率的短期动态变化与长期稳定效应不一致：一个是经济增长率，长期内全经济增长会引发通货膨胀的上涨，而短期内滞后二期的经济增长会抑制通货膨胀率的上升，不过负向效应也很微弱，仅为-0.03。另一个变量是国外通胀率，此前的协整分析已经验证了Cheung^［27］的通货膨胀在国际间具有传导性，而ECM模型显示滞后二期的国外通胀的上升却会降低中国通货膨胀率，短期效应系数为-0.35。ECM模型的反向修正机制会使短期的非均衡状态逐渐向长期的均衡状态趋近。
　　
　　五、模型的进一步分析：
　　
　　脉冲响应模型和方差分解
　　协整分析只提供变量间长期关系的信息，但是没有为一个变量作用于另一个变量的动态特征提供更多的信息，引入脉冲响应函数有助于解决这个问题。脉冲响应函数刻画的是在ECM扰动项上加上一个单位标准差大小的新信息冲击( innovation)对内生变量的当前值和未来值所带来的影响。我们以ECM模型为基础，采用正交化(orthogonalised)方法和Choleski分解技术，建立CPI、K、R、FCPI的脉冲响应函数模型。图2至图6是基于ECM(2)模型的流动性与其他影响因素对中国通货膨胀的脉冲响应函数曲线。
　　首先，流动性的冲击效应。K的一个标准差的正向冲击（流动性过剩）后，CPI有一个明显逐渐上升的趋势，表明流动性受外部条件的某一冲击后，经市场传递给物价，而且这一冲击具有显著的促进作用和较长的持续效应（图2）。这正如Friedman所说“通货膨胀是而且永远是一个货币现象”。K的一个标准差的正向冲击（流动性过剩）后我国的经济增长率短期内下降，但是随着时间的推移效应逐渐消失（图5），这可能是由于流动性过剩扰乱经济秩序，对经济发展造成了负面影响。
　　其次，经济增长率的冲击效应。R的一个标准差的正向冲击（经济过热）后，CPI有一个持久的正向响应，这与经济学传统理论相符（图3）。经济过热会带来通货膨胀，这也与王智勇^［22］的“中国经济增长速度只要连续两年超过10%，则必然会出现明显的通货膨胀”观点一致。R的一个标准差的正向冲击在前三期对流动性没有明显影响，但是从第四期开始会带来流动性负向的冲击，即流动性短缺(图6)。这与我们的常识也相一致，因为经济过热必然会引起对货币需求的增加，当货币供给不变时就形成了流动性短缺。
　　第三，国外通货膨胀的冲击效应。FCPI的一个标准差的正向冲击（国外发生通胀）后，会在两期内引起国内通胀，但是对国内通胀并没有长期影响（图4）。FCPI的一个标准差的正向冲击对我国经济增长的冲击非常小（图7）。所以尽管我国是开放度非常高的国家，但是国外通胀对中国的外溢效应不明显。
　　我们现在运用方差分解法，通过求解扰动项对向量自回归模型预测均方误差的贡献度，了解各类因素对通货膨胀率的冲击作用，各个变量的方差分解结果见表3。从表3可以看出，随着中国对外开放的不断深入，流动性对通货膨胀率的解释力度逐步加大。长期而言除了通货膨胀率自身的变动影响外，流动性和经济增长率是影响通货膨胀最重要的因素，分别解释15.78%和9.17%的通货膨胀率的波动。
　　
　　六、小 结
　　
　　本文运用VAR模型，通过协整分析、脉冲响应和方差分解模型分析发现：流动性过剩引发了中国的通货膨胀，从长期来看，流动性过剩对通货膨胀的推动效应为0.79，并且流动性过剩对通货膨胀的冲击作用存在持续递增的正效应；流动性过剩对经济发展冲击在长期内逐渐消失，这与货币主义学派一致；经济增长过快也会拉动物价水平的持续上升；我国通货膨胀主要受到国内经济状况的影响，国外通胀对我国的传导效应很弱。基于上述理论分析和经验检验，中国应积极控制国内流动性过剩和经济过热，采取各种措施阻止国际收支顺差，以缓解通货膨胀的压力。
　　
　　参考文献：
　　［1］ Friedman M, Meiselman D.
　　The relative stability of monetary velocity and the investment multiplier in the United States, 1898-1958［A］. in Commission on Money and Credit, Stabilization Policies ［M］. Englewood Cliffs, NJ: Prentice-Hall. 1963.
　　［2］ Detken C, Smets F. Asset price booms and monetary policy ［R］. Working Paper Series 364, European Central Bank. 2004.