[關鍵詞]通貨膨脹不確定性,，貨幣供應量,，經濟增長，弗里德曼假說

　　一,、引言

　　當前我國的通貨膨脹壓力越來越大,，2007年4月以來我國居民消費價格總水平逐月攀高，連續(xù)6個月超過國際公認的3.0%的輕微通貨膨脹底線,，2007年全年CPI指數(shù)上漲4.8%,。2008年2月CPI指數(shù)為8.7%，創(chuàng)歷史新高,。通貨膨脹形成的基本原因之一是本國的貨幣供應量過度膨脹,。2007年貨幣供應量增長較快，12月末廣義貨幣(M2)余額為40.3萬億元,，比上年末增長16.7%,；狹義貨幣(M1)余額為15.3萬億元，增長21.0%,。廣義貨幣增長率上升雖然不是我國通貨膨脹的唯一原因,，但兩者有著密切聯(lián)系，貨幣供應量增長促進了我國總需求的“主動增加”，特別是促進了兩大資產價格上漲(樓市與股市),，然后傳導到食品價格上漲并引致通脹,。通貨膨脹是衡量一國宏觀經濟運行是否穩(wěn)定和健康的重要指標，長期以來,，通貨膨脹及其所引起的社會成本問題引起了人們的廣泛關注,，因為劇烈的通貨膨脹會給宏觀經濟造成極大沖擊，進而影響經濟增長率,。

　　本文研究了貨幣供應量,、通貨膨脹不確定性和中國經濟增長的關系。文章共分為五部分：第一部分是引言,，第二部分是文獻綜述,，第三部分是通貨膨脹不確定性的度量，第四部分是貨幣供應量,、通貨膨脹不確定性和中國經濟增長關系的實證分析,，第五部分是結論。

　　二,、文獻綜述

　　(一)通貨膨脹不確定性和產出

　　Friedman(1977)在諾貝爾獎演說中論述了通貨膨脹產生的經濟效應,，分為兩部分：第一部分是通貨膨脹率與通貨膨脹不確定性之間的相互關系，他認為高通貨膨脹率可能導致更易變動的通貨膨脹率預期,，從而使未來通貨膨脹變化具有更大的不確定性,，體現(xiàn)為通貨膨脹率水平對通貨膨脹不確定性具有正向影響；第二部分是通貨膨脹不確定性和產出之間的關系,，他認為不斷增加的通貨膨脹不確定性扭曲了價格機制和資源分配機制,，從而導致了產出的降低和經濟的非效率，即通貨膨脹不確定性對產出有負面影響,。這種理論推斷被稱為弗里德曼假說,。大量的文獻對弗里德曼假說進行了驗證，國外的實證研究主要集中在兩個方面,。一是關于通貨膨脹率和通貨膨脹不確定性的關系,，大部分學者認為高通貨膨脹率增加了通貨膨脹的不確定性，如Okun(1971),、Cukierman和Meltzer(1986),、Grier和Perry(1998)、Grierand Perry(2000),、Bradley Kemp Wilson(2006),。二是關于通貨膨脹不確定性和產出的關系，這部分研究具有爭議性,。一部分學者贊同弗里德曼假說,，即認為通貨膨脹不確定降低了產出，如Wilson和Culver(1999)、GrierandPerry(2000),；另一部分學者則不支持此結論,，如Clark(1997)、Jansen(1989),、Levine和Zervous(1993),。我國學者已經對通貨膨脹與通貨膨脹不確定性的關系進行了大量的研究，如周宏山和李琪(2006),，劉金全,、鄭挺國、隋建利(2007),，趙留彥、王一鳴,、蔡婧(2003),，但是對通貨膨脹與產出關系的研究較少，本文對此進行了驗證,。

　　(二)貨幣供應量,、通貨膨脹和經濟增長

　　弗里德曼(Friedman，1963),、施瓦茨(Schwartz,，1963)和托賓(Tobin，1970)的研究都證實了貨幣和產出的相關性,，得出了“貨幣供應量的變動很可能是真實產量變動的結果”這一內生貨幣的結論,。但是，McCandless和Weber(1995)在對110個國家近30年的產出增長率,、平均通脹率和貨幣供應量增長率之間的關系進行實證研究后發(fā)現(xiàn),，產出增長率和貨幣供應量增長率在長期沒有相關性。Nina Budina(2006)分析了馬來西亞的貨幣,、產出和通貨膨脹的關系,，結果發(fā)現(xiàn)，產出有很大的外生性,，通貨膨脹是一種貨幣現(xiàn)象,。

　　關于中國貨幣供應量與產出、通貨膨脹之間的關系,，也進行了一些研究,。鄒至莊(Chow，2002)以貨幣數(shù)量論為起點,，利用1952～1993年的數(shù)據(jù),，研究了中國貨幣和價格水平的決定過程，認為貨幣數(shù)量論能解釋中國的通脹現(xiàn)象。陸云航(2005)認為貨幣供應具有內生性,，當貨幣供應量增加時,，真實產量會先于價格水平開始增加，但是隨后真實產量會比價格水平下降得更迅速,。楊建明(2003)認為,，廣義貨幣(M2)、通貨膨脹與經濟增長之間存在著穩(wěn)定的關系,。劉金全,、崔暢(2004)認為，價格水平及其波動性對于保持實際經濟的持續(xù)快速增長具有重要作用,，積極的貨幣政策仍然是保持經濟快速增長的有效政策取向,。姚遠(2007)認為，長期內貨幣非中性,，通貨膨脹和經濟增長并不影響貨幣供應,。

　　與國內以往的文獻相比，本文的創(chuàng)新之處在于：第一,，已往大多數(shù)國內文獻分析的是貨幣供應,、通貨膨脹和經濟增長三者的關系，而本文則研究了貨幣供應,、通貨膨脹不確性和經濟增長的關系,，這是因為通貨膨脹不確定性比通貨膨脹本身更能反映通貨膨脹的波動性，從而能更精確地反映三者的關系,；第二,，已有文獻大多數(shù)使用年度數(shù)據(jù)進行研究，這樣就掩蓋了變量在一年內的波動,，同時也不能滿足VAR模型對數(shù)據(jù)樣本容量的要求,，易引發(fā)“虛假回歸”，而本文使用的是1998年1月到2007年12月的月度數(shù)據(jù),，從而可以更準確地反映三者的動態(tài)關系,。

　　三、1998-2007年通貨膨脹不確定性的測量

　　早期的實證研究往往簡單地將通貨膨脹觀測值的方差或標準差作為不確定性的衡量方式,，如Okun(1971),，Foster(1978)，Pagan,、Hall和Trivedi(1983),。這些研究大部分認為通貨膨脹與通貨膨脹不確定性之間存在正相關關系，即高通貨膨脹水平往往伴隨著高通貨膨脹不確定性,。Engle于1982年提出了自回歸條件方差(ARCH)模型,，從而為研究經濟現(xiàn)象中波動的集群性(Volatility Cluster)提供了新方法,。在ARCH模型的基礎上，Bollerslev(1986)提出了廣義自回歸條件方差(GARCH)模型,，GARCH模型能在給定經濟結構的條件下,，明確估計通貨膨脹在不可預測沖擊下的條件方差，它比前面兩種衡量方式更能反映通貨膨脹的不確定性,。這方面的研究包括Baillie etal(1996),、Grier和Perry(2000)、Conrad和Kanasos(2005),、Bradley Kemp Wilson(2006),。

　　本文采用GARCH模型測量我國通貨膨脹的不確定性，采用1998年1月-2007年12月的月度數(shù)據(jù),。通貨膨脹的變量為π=ln(CPI*100),，CPI是與前年同期比較的居民消費價格指數(shù)。GARCH模型要求變量平穩(wěn),，為此本文首先對丌進行了ADF檢驗,，檢驗結果表明，在10%的水平下拒絕了單位根假設,，即為平穩(wěn)性變量。模型如下：

　　利用最小二乘法對模型(1)進行估計,，結果如下：

　　對上式進行條件異方差的ARCHLM檢驗(如表1所示),，結果表明相伴概率為0.012，拒絕原假設,，說明存在ARCH(條件異方差)效應,。

　　利用GARCH(1，1)模型對模型(1)重新進行估計,，結果如下：

　　方差方程中ARCH項和GARCH項的系數(shù)都是統(tǒng)計顯著的,，并且對數(shù)的似然值較大，AIC和SC值較小,，說明GARCH(1,，1)模型能夠較好地擬和數(shù)據(jù)。再對這個方程進行條件異方差的ARCHLM檢驗(如表2所示),，結果表明相伴概率為0.72,，接受原假設，說明不存在ARCH效應,。方差方程(4)中的ARCH項和GARCH項的系數(shù)之和等于0.957,，小于1，滿足GARCH模型的參數(shù)約束條件,。系數(shù)之和非常接近于1,，說明通貨膨脹條件方差所受的沖擊是持久的,，即沖擊對未來的預測非常重要。通過方差方程(4),，得到通貨膨脹率的條件方差序列(如圖2所示),，以此衡量我國通貨膨脹的不確定性。

　　四,、貨幣供應量,、通貨膨脹不確定性和中國經濟增長關系的實證分析

　　(一)模型和數(shù)據(jù)

　　1.模型。本文主要是采用向量自回歸(Vector Auto Regressive,，VAR)模型進行研究,，VAR模型是1980年由西姆斯(Sims)提出來的。這種模型采用多方程聯(lián)立形成,，利用模型中所有內生當期變量對它們的若干滯后值進行回歸,，從而估計全部內生變量的動態(tài)關系。本文構造的VAR模型可以表示為：

　　這里,，M2代表貨幣供應量,，用廣義貨幣供應量表示；y代表中國經濟增長,，用月度工業(yè)增加值表示,；vol代表通貨膨脹不確定性，用我國通貨膨脹率的條件方差表示,。

　　為了滿足VAR模型對數(shù)據(jù)樣本容量的要求,，同時也為了避免年度數(shù)據(jù)掩蓋變量在一年內發(fā)生的波動，本文所采用的樣本為1998年1月到2007年12月的月度時間序列數(shù)據(jù),，數(shù)據(jù)來源于北京大學CCER經濟金融數(shù)據(jù)庫,。為了消除季節(jié)變動的影響，本文使用移動平均季節(jié)加法模型對數(shù)據(jù)進行季節(jié)調整,。同時對調整后的數(shù)據(jù)取對數(shù),，分別用lnvol、lnM2,、lny表示,。

　　2.單位根檢驗。本文使用ADF法檢驗lny,、lnM2,、lnvol的平穩(wěn)性，檢驗結果如表3所示,。這三個變量的原始序列均是非平穩(wěn)的,，它們的一階差分序列△lny、△lnM2,、△lnvol在5%顯著性水平下是平穩(wěn)的,。

　　(二)貨幣供應量,、通貨膨脹不確定性與中國經濟增長關系的協(xié)整分析

　　基于VAR模型，根據(jù)MC和SIC最小化的準則,，確定滯后期為4,。用Johansen協(xié)整檢驗法檢驗變量的協(xié)整關系時，確定滯后期為3,。從檢驗結果(表4)可以看出,，在5%的顯著性水平下，跡檢驗和最大特征值檢驗都表明存在一個協(xié)整關系,，說明貨幣供應量,、通貨膨脹不確定性和中國經濟增長三者之間存在著長期均衡關系。

　　從(5)式中可以看出,，貨幣供應量M2每增加1%,，我國經濟就會增長2.011%，說明廣義貨幣供應量M2對我國經濟增長具有正面效應,，這意味著長期內我國貨幣非中性,，符合傳統(tǒng)凱恩斯的理論。通貨膨脹不確定性與我國經濟增長存在著反向的變動關系,，通貨膨脹不確定性每增加1%,，我國經濟增長將減少6.5%，說明我國通貨膨脹率不確定性的增加降低了我國的產出,，從而驗證了Fnedman假說在我國的成立,。其原因是，通貨膨脹率的不確定將會扭曲價格機制有效配置資源的效力,，從而對社會總產出產生負向影響，體現(xiàn)為形成了向下傾斜的菲利普斯曲線,。

　　(三)貨幣供應量,、通貨膨脹不確定性與中國經濟增長的動態(tài)關系

　　基于建立的VAR模型，本文使用格蘭杰因果檢驗和脈沖響應函數(shù)來分析貨幣供應量,、通貨膨脹不確定性與中國經濟增長的動態(tài)關系,。

　　1.格蘭杰因果檢驗結果。Granger因果檢驗要求變量必須平穩(wěn),，因此對lny,、lnM2、lnvol的一階差分進行Granger因果檢驗,。根據(jù)MC和SC最小化準則,，在進行格蘭杰因果檢驗時選取滯后期為3，結果如表5所示,。

　　貨幣供應量M2和我國經濟增長存在雙向的格蘭杰因果關系,，即我國經濟增長波動是貨幣供應量波動的原因,，同時貨幣供應量波動也是我國經濟增長波動的原因，從而進一步驗證了我國貨幣的非中性,。這與劉金泉,、劉志強(2002)的結論一致，他們利用季度時間序列數(shù)據(jù),，運用格蘭杰因果檢驗,，證明了中國貨幣的非中性。

　　貨幣與實際產出之間的影響關系,，在一定程度上體現(xiàn)了貨幣等名義變量與實際產出等實際變量之間的因果關系,。究竟是貨幣供給影響實際產出，還是實際產出對貨幣供給具有反饋作用,，直接關系到“古典兩分法”和“貨幣變量中性”等重要問題,，因此，對于兩者之間關系的檢驗和判斷一直是貨幣政策理論的核心問題,。

　　通貨膨脹不確定性和經濟增長存在單向的格蘭杰因果關系,，即通貨膨脹率不確定性波動是我國經濟增長波動的格蘭杰原因，反之則不成立,。

　　貨幣供應量和通貨膨脹不確定性存在單向的格蘭杰因果關系,，即貨幣供應量的波動是通貨膨脹不確定性波動的格蘭杰原因，反之則不成立,。

　　2.脈沖響應函數(shù),。協(xié)整分析只提供變量間長期關系的信息，但是沒有為一個變量作用于另一個變量的動態(tài)特征提供更多的信息,，引入脈沖響應函數(shù)有助于解決這個問題,。脈沖響應函數(shù)反映了在誤差修正模型擾動項上加上一個單位標準差大小的新信息沖擊，對內生變量的當前值和未來值所帶來的影響,。對lny,、lnM2和lnvol進行脈沖響應函數(shù)分析時，主要采用了廣義脈沖法(Generalized Impulses),，以克服Cholesky脈沖響應法中由于變量的次序不同而導致脈沖結果不同的弊端,，結果如圖3到圖6所示。其中,，橫軸表示滯后期數(shù),，縱軸表示變化率。

　　(1)通貨膨脹不確定性和貨幣供應量對我國經濟增長的影響,。從圖3可以看出,，通貨膨脹不確定性擾動項對經濟增長的沖擊一直為負值，說明了通貨膨脹不確定性的波動損害了我國的經濟增長,，從而進一步驗證了弗里德曼假說在我國的成立,。

　　從圖4可以看出,，貨幣供應量M2擾動項在1～2.5期對我國經濟增長的沖擊為負值，但從長期來看,，沖擊為正值,，且趨于穩(wěn)定。原因在于,，短期內貨幣供應量的增加主要是反映在價格上,，從而加劇了通貨膨脹的不確定性，進而損害了我國的經濟增長,，但從長期來看,，貨幣供應量的增加促進了經濟增長，說明我國存在托賓效應,，即貨幣擴張導致了實際產量的增長,。

　　(2)貨幣供應量和經濟增長對通貨膨脹不確定性的影響。從圖5中可以看出,，經濟增長對通貨膨脹不確定性的擾動項在短期內為正,，長期內趨于穩(wěn)定，說明隨著經濟增長波動性的增加,，通貨膨脹的不確定性將會進一步增加,，通貨膨脹率的波動性存在加速過程。原因可能在于,，一方面,，如果經濟的實際增長率過高，那么廠商對勞動力的需求也會增加,，從而造成失業(yè)率的下降和工資水平的上升,，而這又會導致更高的通貨膨脹波動率；另一方面,，當經濟的實際增長率增高時,，產品市場的需求會相應增加，但由于調整成本以及時滯因素的存在,，產品市場的供給水平無法等量增加，因此,，產品市場的供給和需求缺口加大,，通貨膨脹率開始上升。

　　從圖6中可以看出,，貨幣供應量擾動項對通貨膨脹不確定性的沖擊在短期內為負值,，長期內為正值，即長期內貨幣供應量的波動加劇了通貨膨脹的不確定性,。這主要是因為,，過量的貨幣供應既不是造成通貨膨脹的唯一原因,，也不是直接原因。短期內貨幣供應量的擴大并不能立刻引起總需求的擴張,，貨幣超量供應只能形成潛在的通貨膨脹壓力,。只有在長期內，當利率降低致使微觀行為主體的支出增加時,，總需求才進入擴張期,。此時，經濟活動轉向復蘇,，先前潛在的通貨膨脹壓力被釋放出來,，表現(xiàn)為通貨膨脹率的升高，進而加劇了通貨膨脹的不確定性,。

　　五,、結論

　　本文利用1998年1月到2007年12月的月度時間序列數(shù)據(jù)分析了貨幣供應量、通貨膨脹不確定性和中國經濟增長的關系,，得出了一些結論,。

　　其一，Friedman假說在我國是成立的,，通貨膨脹不確定性的增加減緩了我國的經濟增長,。這主要是因為，通貨膨脹不確定性將扭曲微觀經濟主體的跨期儲蓄決策和投資決策,，影響市場的預期相對價格水平,，阻礙真實價格信息在市場間的傳遞，導致價格機制對經濟資源配置效率下降,，從而降低了經濟的實際產出,。

　　其二，長期內我國經濟增長波動加劇了通貨膨脹的不確定性,。隨著經濟增長波動性的增加,，緊縮性政策也將導致通貨膨脹發(fā)生波動，此時通貨膨脹的不確定性將會進一步增加,，即通貨膨脹率的波動性存在加速過程,。

　　其三，我國存在著托賓效應,，貨幣供應量的擴張導致了實際產量的增長,。同時，貨幣供應量與我國經濟增長存在雙向的格蘭杰因果關系,，即經濟增長變動能引起貨幣供應量變動,，貨幣供應量變動也能引起經濟增長的變動。這說明，在我國貨幣是非中性的,，當前我國通過調控貨幣供應量來調節(jié)經濟的貨幣政策選擇是合適的,、有效的。