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摘要：本文对不同货币层次、汇率与通货膨胀之间的相互关系进行了实证分析，根据我国对货币层次的划分，论证了M1是通胀的成因；准货币不是通货膨胀的成因，以及基于该点，分析了储蓄保值计划的作用机理及其可行性。在汇率方面，人民币升值有利于降低通货膨胀，但是汇率的系数不显著，说明在治理通货膨胀方面，不能将汇率政策作为基本工具来使用。
关键词：通货膨胀货币层次 汇率储蓄保值
一、引言
在当前我国CPI一直高企的背景下，研究通货膨胀的成因具有重要的指导意义。自1978年改革开放以来，我国在1980年、1984－1985年、1987－1989年、1993－1995年以及2007－2008年发生了比较严重的通货膨胀，在不同的经济背景下，这几次通货膨胀有着不同的含义。对这几次大的通货膨胀进行总结，它们的相同点主要有：第一，通货膨胀与经济高速增长并存；第二，历次通货膨胀都伴随着农产品价格较大幅度的上升；第三，固定资产投资规模过猛，金融环境不稳定等。它们的不同点在于：第一，政策强度不同，虽然每次通货膨胀发生时，都采取紧缩的货币政策，但是执行力度有较大的差异，这不仅取决与政策制定者对降低通货膨胀的决心，也与金融环境的敏感度有关，随着我国金融制度的完善，金融业对政策的反映也越来越敏感，保证金融业的稳定成为政策制定者考虑的重点；第二，成因不同，例如1987－1989年的通货膨胀与1984－1985年紧缩政策没有被彻底执行有关；第三，环境、形势有很大差异，当前我国的通货膨胀是在人民币升值、其他大部分国家普遍通胀、次贷危机、原油和粮食价格高涨等环境下发生的，这在之前几次通胀中是没有的，这给我们治理通货膨胀提出了更高的要求。
二、文献回顾
（一）通货膨胀与货币供给
经典通货膨胀理论依据通货膨胀的原因将其分区为需求拉动型通货膨胀、成本推动型通货膨胀以及结构性通货膨胀。而现代通货膨胀理论又将中央银行过度的货币供给和预期因素作为通货膨胀发生上涨的重要因素。在通货膨胀的成因方面，国内外学者对此做了大量的理论和实证研究，在货币供给方面，不同学者之间的结论有很大的差异，Friedman(1968)认为，货币政策存在时滞效果。此后，新古典宏观经济学发展了一系列“政策无效”的命题，并指出积极的货币政策经常是反生产的，它会将经济推离其均衡位置，特别是当货币当局的政策意图或立场已为社会公众所知时，货币政策就难以减少产出与失业的波动而只会增加通货膨胀的不确定性。李力、杨柳（2006）通过对1996至2005年我国通货膨胀以及宏观环境变化的分析，建立通货膨胀率的ARMAX模型，分析中央银行货币供应量、固定资产投资以及能源价格和通货膨胀之间的关系认为，货币供应量的变化较难解释我国通货膨胀率的变化；中国人民大学经济学院联合课题组(2004)通过对通货膨胀和投资、产出、过度货币供给等宏观经济变量进行一系列的计量分析后认为，通货膨胀率上升也并不是中央银行扩大货币供给的结果。以上学者和机构的研究结论认为货币供应量的变化较难解释我国我国通货膨胀率的变化。
（二）通货膨胀与汇率
通货膨胀和汇率之间的关系，理论上说，在其他因素给定条件下，如果一国存在经常项目和资本项目顺差，而又不愿让货币升值，就会因流动性过剩导致通货膨胀上升，进而导致实际汇率升值，并最终回复国际收支平衡。
中国社科院世界经济与政治研究所所长余永定（2007）認为，汇率只是一种价格，它反映国际收支平衡状况。在自由浮动和固定汇率下，汇率都无法成为宏观经济政策工具。目前，我国实行的是有管理的浮动，汇率可以人为调整。此时汇率政策主要是一种贸易政策工具，汇率变动主要取决于贸易政策目标，而不是抑制通货膨胀的需要。在经济过热时期，政府不应靠汇率升值来抑制由经济过热所导致的通货膨胀。正确的政策反应，应是采取紧缩性财政、货币政策。在抑制通货膨胀和维持汇率稳定这两个目标中，前者更加重要。
汇率变化对国内价格传导效应的大小亦是一个重要问题。过去20年间，出现了大批讨论汇率传导效应的经济文献，传统文献的重点是微观经济因素，如市场力量的作用、国际市场上的价格歧视等。泰勒则于2000年提出了一种新视角。他认为，货币政策也会影响传导效应的大小，因为货币政策会影响到通货膨胀预期。梁红，乔红（2007）运用1992年—2007年1季度的季度数据，对中国的汇率传导效应进行了估算。假设其他条件不变，那么如果人民币的名义有效汇率升值1 O％，在1年内将导致以消费价格衡量的通胀率下降1.2个百分点，而2年和3年内的通胀率累计降幅将分别为1．5和1.6个百分点。
三、实证检验
（一）数据收集及处理（1999－2008）
本文使用的数据包括MO、M1、M2及人民币对美元汇率，居民消费价格总指数。其中，数据MO、M1、M2及人民币对美元汇率来源于中国人民银行统计数据（www.pbc.gov.cn），来衡量货币供给和汇率变动；数据居民消费价格总指数来源于数据库wind资讯，用来衡量通货膨胀的变动。本文对MO、M1、M2进行处理，在介绍处理思路之前，有必要对MO、M1、M2进行简短的阐述。我国对货币层次的划分是：
M0=流通中现金；
M1（狭义货币）＝M0+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款；
M2（广义货币）＝M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款+信托类存款+其他存款。
本文对数据进行处理基于以下几点考虑，第一，从以上我国对货币层次的划分依据来看，简单的使用MO、M1、M2来进行回归可能会出现多重共线性问题，影响回归的准确度；第二，居民消费价格总指数是用同比增长率来衡量的，是一个相对数，而MO、M1、M2和汇率是绝对数，有必要对其进行处理。本文的处理方法是：（1）将M0、M1转化为同比增长率；（2）在第一次回归中用居民消费价格总指数对M0, M1与M0的差（M1M0）, M2与M1的差(M2M1)，汇率取对数进行回归以克服多重共线性问题。这在之前的研究是没有体现的，是本文的创新点之一。
（二）模型设定与分析
相关度检验与分析——基于时间序列模型最小二乘法
模型①：
其中，cindex表示居民消费价格总指数同比增长率，M0表示MO的同比增长率，M1M0表示M1与M0差的同比增长率，M2M1表示M2与M1差的同比增长率，erate表示人民币对美元汇率（RMB/$），T表示回归模型为时间序列模型，为回归误差。采用1999－2008的月度数据，对上述时间序列模型采用两阶段最小二乘法进行回归，回归结果如下：
Cindex＝1.338616+0.051662 M0 +0.076796 M1M0 - 0.188895 M2M1
(0.186587) (0.037649)(0.037462) (0.050709)
－0.124611 log(erate) + 0.000396 T
(0.080780)(0.000115)
R2=0.608769, S.E.=0.014727, D.W.=0.288926, F=25.20775
分析回归结果可以的出以下结论：（1）对MO进行t检验发现，在10％的显著性水平下，不能拒绝零假设，MO同比增长率对通货膨胀没有显著的影响，即社会上流通现金的同比增长率对通货膨胀没有显著影响，因此在下文的实证回归中，本文将MO从模型中删除，不予考虑；（2）在10％的显著性水平下，汇率对通货膨胀也没有直接的影响。（3）M1M0的系数为正，这是本文的新发现。M1M0表示M1减去MO的差，即企业活期存款、机关团体部队存款、农村存款、个人持有的信用卡类存款等活期或短期存款之和，其回归系数为正，而且在10％的显著性水平下显著拒绝零假设，说明该类存款每增加1％，居民消费价格总指数会增加0.076％，因此，该类存款的增加不利于降低通货膨胀，相反，该类存款增加会增加通货膨胀的程度，这与通常的直觉是不同的。
通过对模型①的分析，接下来对模型①进行修正，得到模型②，与模型①不同在于：（1）模型②不包括M0,因为M0在10％，甚至15％的显著性水平下都不显著，但包括erate,因为erate在15％的显著性水平下是显著的，为了更加准确的检验人民币升值对通货膨胀的影响，本文对汇率进行了进一步的检验；（2）模型②，将M1的同比增长率放进回归模型，同时将M1M0从模型中移除，重点考察M1对通货膨胀的影响，这样以来多重共线的程度会大大的降低。
至此，本文对不同层次的货币对通货膨胀的影响做了初步的探讨，结合现实的政策建议，例如储蓄保值计划（GID）等，本文将在第五部分政策建议中予以讨论。学者王少平（1996）运用granger检验，验证了M1的同比增长率与通货膨胀的因果关系，但是其使用的数据过少，本文在数据采集方面更为充分，准确度方面有较大提高。另外，本文进一步验证了准货币（M2与M1的差）与通货膨胀的因果关系，这是本文的又一创新。
（三）实证小结
通过上述两个阶段的实证检验与分析，在10％的显著性水平下，可以得到如下结论：
（1）M0和汇率的同比增长率对通货膨胀没有显著的影响，在相关性方面，人民币的升值与通货膨胀负相关。
（2）准货币（M2与M1的差）的同比增长率与通货膨胀显著负相关，经因果检验后，准货币增长率下降是通货膨胀上升的结果而非原因。
（3）M1同比增长率上升是通货膨胀上升的原因，通货膨胀上升进而导致准货币同比增长率的下降，此时M2的减少转换为M1的增加，进而又刺激通货膨胀的上升，形成一种恶性循环。
四、政策分析
本文重點探讨在治理通货膨胀时，有关货币政策及汇率政策方面的政策。结合上述第四部分的实证研究，具体论证政策的合理性，在此基础上，给出本文关于治理通货膨胀的一些观点。
（一）GID计划
结合本文研究，通货膨胀的上升将导致准货币增长率的下降，换句话说，就是通货膨胀的上升会使准货币同比减少，即城乡居民储蓄存款、企业存款中具有定期性质的存款、信托类存款和其他存款等定期类存款减少。适当的实行储蓄保值（GID）计划，不仅有利与抑制通货膨胀上升对准货币的影响，而且能够通过阻止准货币的下降，进而防止M1的同比增长，从而对抑制了通货膨胀的继续上升。至于GID计划是否昂贵的问题，本文认为GID计划并非针对所有的存款，其所占财政收入的比重不会很高，是可行的。
（二）紧缩政策
以上讨论的GID计划是以间接的方式来治理通货膨胀的，最为直接的方式来治理通货膨胀是通过紧缩的货币政策和财政政策。结合研究结论，M1同比增长率的上升是通货膨胀产生的原因，因此如何通过通货紧缩的方式来治理通货膨胀应成为政策考虑的重点。在引言部分，中国人民银行行长周小川的报告，证实了这一点，我国的货币政策更加关注如何反对通货膨胀，这将是治理通货通货膨胀最重要的工具；财政部于5月26日起发行280亿记账式国债这一点同样显示出在治理通货膨胀方面我国的政策取向。
（三）汇率政策
在第四部分的分析中，本文通过实证分析，检验了汇率对通货膨胀的影响，虽然人民币升值有利于降低通货膨胀，但是汇率的系数不显著，说明在治理通胀方面，汇率政策不应成为考虑的重点，这与余永定学者的观点不谋而合：在治理通货膨胀方面汇率政策不是抑制通货膨胀的需要，政府不应靠汇率升值来抑制由经济过热所导致的通货膨胀。
参考文献：
【1】Friedman.The Role of Monetary Policy[J].The American Economic Review,1968(1).
【2】中国人民大学经济学院联合课题组.通货膨胀、投资与经济增长[J] . 管理世
【3】余永定.通胀与汇率升值有替代关系吗？[J]. 经济学家 2007，（7）.
关键词：通货膨胀货币层次 汇率储蓄保值
一、引言
在当前我国CPI一直高企的背景下，研究通货膨胀的成因具有重要的指导意义。自1978年改革开放以来，我国在1980年、1984－1985年、1987－1989年、1993－1995年以及2007－2008年发生了比较严重的通货膨胀，在不同的经济背景下，这几次通货膨胀有着不同的含义。对这几次大的通货膨胀进行总结，它们的相同点主要有：第一，通货膨胀与经济高速增长并存；第二，历次通货膨胀都伴随着农产品价格较大幅度的上升；第三，固定资产投资规模过猛，金融环境不稳定等。它们的不同点在于：第一，政策强度不同，虽然每次通货膨胀发生时，都采取紧缩的货币政策，但是执行力度有较大的差异，这不仅取决与政策制定者对降低通货膨胀的决心，也与金融环境的敏感度有关，随着我国金融制度的完善，金融业对政策的反映也越来越敏感，保证金融业的稳定成为政策制定者考虑的重点；第二，成因不同，例如1987－1989年的通货膨胀与1984－1985年紧缩政策没有被彻底执行有关；第三，环境、形势有很大差异，当前我国的通货膨胀是在人民币升值、其他大部分国家普遍通胀、次贷危机、原油和粮食价格高涨等环境下发生的，这在之前几次通胀中是没有的，这给我们治理通货膨胀提出了更高的要求。
二、文献回顾
（一）通货膨胀与货币供给
经典通货膨胀理论依据通货膨胀的原因将其分区为需求拉动型通货膨胀、成本推动型通货膨胀以及结构性通货膨胀。而现代通货膨胀理论又将中央银行过度的货币供给和预期因素作为通货膨胀发生上涨的重要因素。在通货膨胀的成因方面，国内外学者对此做了大量的理论和实证研究，在货币供给方面，不同学者之间的结论有很大的差异，Friedman(1968)认为，货币政策存在时滞效果。此后，新古典宏观经济学发展了一系列“政策无效”的命题，并指出积极的货币政策经常是反生产的，它会将经济推离其均衡位置，特别是当货币当局的政策意图或立场已为社会公众所知时，货币政策就难以减少产出与失业的波动而只会增加通货膨胀的不确定性。李力、杨柳（2006）通过对1996至2005年我国通货膨胀以及宏观环境变化的分析，建立通货膨胀率的ARMAX模型，分析中央银行货币供应量、固定资产投资以及能源价格和通货膨胀之间的关系认为，货币供应量的变化较难解释我国通货膨胀率的变化；中国人民大学经济学院联合课题组(2004)通过对通货膨胀和投资、产出、过度货币供给等宏观经济变量进行一系列的计量分析后认为，通货膨胀率上升也并不是中央银行扩大货币供给的结果。以上学者和机构的研究结论认为货币供应量的变化较难解释我国我国通货膨胀率的变化。
（二）通货膨胀与汇率
通货膨胀和汇率之间的关系，理论上说，在其他因素给定条件下，如果一国存在经常项目和资本项目顺差，而又不愿让货币升值，就会因流动性过剩导致通货膨胀上升，进而导致实际汇率升值，并最终回复国际收支平衡。
中国社科院世界经济与政治研究所所长余永定（2007）認为，汇率只是一种价格，它反映国际收支平衡状况。在自由浮动和固定汇率下，汇率都无法成为宏观经济政策工具。目前，我国实行的是有管理的浮动，汇率可以人为调整。此时汇率政策主要是一种贸易政策工具，汇率变动主要取决于贸易政策目标，而不是抑制通货膨胀的需要。在经济过热时期，政府不应靠汇率升值来抑制由经济过热所导致的通货膨胀。正确的政策反应，应是采取紧缩性财政、货币政策。在抑制通货膨胀和维持汇率稳定这两个目标中，前者更加重要。
汇率变化对国内价格传导效应的大小亦是一个重要问题。过去20年间，出现了大批讨论汇率传导效应的经济文献，传统文献的重点是微观经济因素，如市场力量的作用、国际市场上的价格歧视等。泰勒则于2000年提出了一种新视角。他认为，货币政策也会影响传导效应的大小，因为货币政策会影响到通货膨胀预期。梁红，乔红（2007）运用1992年—2007年1季度的季度数据，对中国的汇率传导效应进行了估算。假设其他条件不变，那么如果人民币的名义有效汇率升值1 O％，在1年内将导致以消费价格衡量的通胀率下降1.2个百分点，而2年和3年内的通胀率累计降幅将分别为1．5和1.6个百分点。
三、实证检验
（一）数据收集及处理（1999－2008）
本文使用的数据包括MO、M1、M2及人民币对美元汇率，居民消费价格总指数。其中，数据MO、M1、M2及人民币对美元汇率来源于中国人民银行统计数据（www.pbc.gov.cn），来衡量货币供给和汇率变动；数据居民消费价格总指数来源于数据库wind资讯，用来衡量通货膨胀的变动。本文对MO、M1、M2进行处理，在介绍处理思路之前，有必要对MO、M1、M2进行简短的阐述。我国对货币层次的划分是：
M0=流通中现金；
M1（狭义货币）＝M0+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款；
M2（广义货币）＝M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款+信托类存款+其他存款。
本文对数据进行处理基于以下几点考虑，第一，从以上我国对货币层次的划分依据来看，简单的使用MO、M1、M2来进行回归可能会出现多重共线性问题，影响回归的准确度；第二，居民消费价格总指数是用同比增长率来衡量的，是一个相对数，而MO、M1、M2和汇率是绝对数，有必要对其进行处理。本文的处理方法是：（1）将M0、M1转化为同比增长率；（2）在第一次回归中用居民消费价格总指数对M0, M1与M0的差（M1M0）, M2与M1的差(M2M1)，汇率取对数进行回归以克服多重共线性问题。这在之前的研究是没有体现的，是本文的创新点之一。
（二）模型设定与分析
相关度检验与分析——基于时间序列模型最小二乘法
模型①：
其中，cindex表示居民消费价格总指数同比增长率，M0表示MO的同比增长率，M1M0表示M1与M0差的同比增长率，M2M1表示M2与M1差的同比增长率，erate表示人民币对美元汇率（RMB/$），T表示回归模型为时间序列模型，为回归误差。采用1999－2008的月度数据，对上述时间序列模型采用两阶段最小二乘法进行回归，回归结果如下：
Cindex＝1.338616+0.051662 M0 +0.076796 M1M0 - 0.188895 M2M1
(0.186587) (0.037649)(0.037462) (0.050709)
－0.124611 log(erate) + 0.000396 T
(0.080780)(0.000115)
R2=0.608769, S.E.=0.014727, D.W.=0.288926, F=25.20775
分析回归结果可以的出以下结论：（1）对MO进行t检验发现，在10％的显著性水平下，不能拒绝零假设，MO同比增长率对通货膨胀没有显著的影响，即社会上流通现金的同比增长率对通货膨胀没有显著影响，因此在下文的实证回归中，本文将MO从模型中删除，不予考虑；（2）在10％的显著性水平下，汇率对通货膨胀也没有直接的影响。（3）M1M0的系数为正，这是本文的新发现。M1M0表示M1减去MO的差，即企业活期存款、机关团体部队存款、农村存款、个人持有的信用卡类存款等活期或短期存款之和，其回归系数为正，而且在10％的显著性水平下显著拒绝零假设，说明该类存款每增加1％，居民消费价格总指数会增加0.076％，因此，该类存款的增加不利于降低通货膨胀，相反，该类存款增加会增加通货膨胀的程度，这与通常的直觉是不同的。
通过对模型①的分析，接下来对模型①进行修正，得到模型②，与模型①不同在于：（1）模型②不包括M0,因为M0在10％，甚至15％的显著性水平下都不显著，但包括erate,因为erate在15％的显著性水平下是显著的，为了更加准确的检验人民币升值对通货膨胀的影响，本文对汇率进行了进一步的检验；（2）模型②，将M1的同比增长率放进回归模型，同时将M1M0从模型中移除，重点考察M1对通货膨胀的影响，这样以来多重共线的程度会大大的降低。
至此，本文对不同层次的货币对通货膨胀的影响做了初步的探讨，结合现实的政策建议，例如储蓄保值计划（GID）等，本文将在第五部分政策建议中予以讨论。学者王少平（1996）运用granger检验，验证了M1的同比增长率与通货膨胀的因果关系，但是其使用的数据过少，本文在数据采集方面更为充分，准确度方面有较大提高。另外，本文进一步验证了准货币（M2与M1的差）与通货膨胀的因果关系，这是本文的又一创新。
（三）实证小结
通过上述两个阶段的实证检验与分析，在10％的显著性水平下，可以得到如下结论：
（1）M0和汇率的同比增长率对通货膨胀没有显著的影响，在相关性方面，人民币的升值与通货膨胀负相关。
（2）准货币（M2与M1的差）的同比增长率与通货膨胀显著负相关，经因果检验后，准货币增长率下降是通货膨胀上升的结果而非原因。
（3）M1同比增长率上升是通货膨胀上升的原因，通货膨胀上升进而导致准货币同比增长率的下降，此时M2的减少转换为M1的增加，进而又刺激通货膨胀的上升，形成一种恶性循环。
四、政策分析
本文重點探讨在治理通货膨胀时，有关货币政策及汇率政策方面的政策。结合上述第四部分的实证研究，具体论证政策的合理性，在此基础上，给出本文关于治理通货膨胀的一些观点。
（一）GID计划
结合本文研究，通货膨胀的上升将导致准货币增长率的下降，换句话说，就是通货膨胀的上升会使准货币同比减少，即城乡居民储蓄存款、企业存款中具有定期性质的存款、信托类存款和其他存款等定期类存款减少。适当的实行储蓄保值（GID）计划，不仅有利与抑制通货膨胀上升对准货币的影响，而且能够通过阻止准货币的下降，进而防止M1的同比增长，从而对抑制了通货膨胀的继续上升。至于GID计划是否昂贵的问题，本文认为GID计划并非针对所有的存款，其所占财政收入的比重不会很高，是可行的。
（二）紧缩政策
以上讨论的GID计划是以间接的方式来治理通货膨胀的，最为直接的方式来治理通货膨胀是通过紧缩的货币政策和财政政策。结合研究结论，M1同比增长率的上升是通货膨胀产生的原因，因此如何通过通货紧缩的方式来治理通货膨胀应成为政策考虑的重点。在引言部分，中国人民银行行长周小川的报告，证实了这一点，我国的货币政策更加关注如何反对通货膨胀，这将是治理通货通货膨胀最重要的工具；财政部于5月26日起发行280亿记账式国债这一点同样显示出在治理通货膨胀方面我国的政策取向。
（三）汇率政策
在第四部分的分析中，本文通过实证分析，检验了汇率对通货膨胀的影响，虽然人民币升值有利于降低通货膨胀，但是汇率的系数不显著，说明在治理通胀方面，汇率政策不应成为考虑的重点，这与余永定学者的观点不谋而合：在治理通货膨胀方面汇率政策不是抑制通货膨胀的需要，政府不应靠汇率升值来抑制由经济过热所导致的通货膨胀。
参考文献：
【1】Friedman.The Role of Monetary Policy[J].The American Economic Review,1968(1).
【2】中国人民大学经济学院联合课题组.通货膨胀、投资与经济增长[J] . 管理世
【3】余永定.通胀与汇率升值有替代关系吗？[J]. 经济学家 2007，（7）.