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会员注册摘要：本文以考虑了虚拟经济因素的货币数量论为理论基础，综合考察了实际经济增长、虚 拟经济、货币供应量对我国通货膨胀的影响。静态回归分析发现，以实际股票债券加成成交额（GPZQCJE）表示的虚拟经济变量对CPI具有很强的解释能力，金融市场资金回流到实体经济是导致通货膨胀（以CPI衡量）的主要原因。应用动态VAR模型研究发现，长期内货币供应量和实际股票债券加成成交额是影响CPI的决定因素，短期内（10个月内）实际股票债券加成成交额是影响CPI的决定性因素。这启示宏观经济调控部门在控制通货膨胀时，短期内可以通过发行债券吸收过剩流动性，长期内可以紧缩货币供应量和加强股票、债券市场对过剩流动性的吸收，股票市场和债券市场能够很好地起到资金“蓄水池”的作用。
关键词：通货膨胀，虚拟经济，货币数量论
一、引言
国内外关于通货膨胀原因的研究主要基于两大理论，一是建立在理性预期及价格粘性基础上的新凯恩斯菲利普斯曲线（NKPC），二是货币数量论。国外基于这两种理论研究通货膨胀的文献非常丰富，Lipsey和Scarth[1]根据新凯恩斯学派与货币理论学派争论的焦点及时间顺序整理的论文集系统地介绍了这方面的代表性文献。另外，国外一些学者也试图将货币学派的一些观点融入到新凯恩斯模型中来研究通货膨胀[2]－[3]。近年来，国内也出现了大量的基于新凯恩斯菲利普斯曲线来研究我国通货膨胀的文献，如范从来[4]探讨了我国菲利普斯曲线是否存在的问题；陈彦斌[5]提出了包含需求拉动、成本推动、通胀预期和通胀惯性四种因素的新凯恩斯菲利普斯曲线模型；范爱军和韩青[6]的研究认为生产率和潜在产出的增长是解释菲利普斯曲线位移变动的关键因素，并认为通胀压力的成因在于生产率快于名义变量的调整；杨继生[7]应用新凯恩斯混合菲利普斯曲线考察了我国通胀预期性质及过剩流动性对通胀的影响；侯成琪等[8]将经典的新凯恩斯模型推广到多部门，证明了多部门新凯恩斯曲线。国内基于货币数量论研究通货膨胀的文献也比较多，如易纲[9]从货币供给机制、货币供求及货币化过程等方面研究了通胀的原因及传导机制；张成思[10]的研究发现货币因素对上游价格影响最为明显，但没有直接作用于下游价格；欧阳志刚和史焕平[11]应用阈值协整方法扩展现有货币需求模型，度量了我国的货币供给过剩情况，并研究了这种货币供给过剩对通胀与经济增长的非线性调节作用。
正如Canova等[12]所指出的，“尽管近35年来我们一直在研究产出增长和通货膨胀间的关系，但是关于引起这两个变量波动的原因我们仍未解决”。在近几十年虚拟经济如此发达的背景下，针对通货膨胀的成因解释，部分学者引入了虚拟经济变量。刘俊民[13]将虚拟经济变量引入传统货币数量理论，认为货币在实体经济领域和虚拟经济领域进行分配；伍超明[14]根据经济虚拟化的发展重建了货币流通速度公式，提出了货币流通速度的“两分法”；何问陶和王成进[15]从虚拟经济角度研究了货币增长与价格水平间的关系，并从需求和供给两个方面研究了虚拟经济对通货膨胀的影响。这些文献都很好地将虚拟经济因素引入到了通货膨胀的研究当中，但这些文献关于虚拟经济对通货膨胀具体影响的解释不是很充分，相关的理论说明过于简略，也缺乏一些有效的实证分析。本文将在前人研究的基础上，从虚拟经济视角以货币数量论来研究我国通货膨胀的决定因素。
二、理论模型
现代货币数量理论认为“通货膨胀无论何时何地都是一种货币现象”，本文基于这一理念，将虚拟经济因素引入到传统的货币数量理论，对我国通货膨胀的决定因素加以分析。
早在1911年，费雪便提出了著名的交易方程式：
PY=MV（1）
其中，P为价格水平，Y为国民收入，M为货币供应量，V为货币流通速度，货币流通速度V是由制度因素决定的，它取决于人们的支付习惯和信用的发达程度等社会因素，通常认为其变动不大。传统的货币数量理论从货币的交易支付功能出发，认为货币需求量主要取决于实体经济的发展情况，当国民收入一定时，货币供应量的增加只会引起物价水平的提高。而在虚拟经济相当发达的今天，股票和债券等金融交易对货币的需求日益旺盛，理应将虚拟经济因素考虑到上述方程式中。本文认为，货币既用于实体经济的交易也用于虚拟经济的交易（如股票和债券交易），正如刘俊民提出的，货币在实体经济领域和虚拟经济领域进行分配，费雪交易方程即可表达为：
MV=PY＋PfYf（2）
其中，Pf为虚拟资产的价格水平，Yf为虚拟经济总量，此即为考虑了虚拟经济影响的费雪方程式。
由式（2）可以看出，从货币的交易支付功能来看货币主要用于实体经济及虚拟经济的交易过程，用公式表示实际货币需求为：
Δlnm=ΔlnM－ΔlnP=α1＋α2Δlny＋α3Δlnyf＋ε（3）
其中，m、M分别为实际货币供应量和名义货币供应量，y、yf分别为实体经济的实际产出和虚拟经济的实际规模。
为了说明的方便，假设实体经济的一般价格水平与虚拟经济的一般价格水平相等，即Pf=P，那么式（2）可以变换为=m=（Y＋Yf）。
由此可以看出，在货币流通速度一定的情况下，实体经济的规模越大，实际货币需求将越大。同理，虚拟经济规模越大，实际货币需求也越大，也就是说，y、yf越大，实际货币需求量将越大，即α2>0，α3>0。
将式（3）移项变换可得ΔlnP=－α1－α2Δlny－α3Δlnyf＋ΔlnM－ε，即：
ΔlnP=β1＋β2Δlny＋β3Δlnyf＋β4ΔlnM＋μ（4）
其中，β1=－α1，β2=－α2，β3=－α3，β4=1，μ=－ε，且根据上述分析我们推断β2<0，β3<0。
由式（4）可以看出，物价水平的变动主要取决于实际国民收入、虚拟经济规模及货币供应量，在货币供应量一定的情况下，实际国民收入和虚拟经济规模越大物价水平将越低。从式（4）还可以看出，物价水平的上涨并不一定是因为货币供应量的增加，虚拟经济规模及国民收入的变动也会导致物价水平的变动。如果以CPI衡量物价水平，由于CPI反映的是实体经济的价格水平，即使货币供应量不变，当资金由虚拟经济回流到实体经济时，CPI也将会上涨；即使货币供应量增加，当增加的货币皆流入虚拟经济时，CPI也不会上涨。
三、实证检验
1.数据说明
本文基于统计规则和计量研究的惯例，以居民消费价格指数（CPI）来度量一般价格水平，并分别以狭义货币（M1）和广义货币（M2）来度量货币供应量，以实际工业增加值①（GYZJZ）来度量真实经济的产出，为了考察虚拟经济对货币的需求量，本文以实际股票成交额（GPCJE）、实际债券成交额（ZQCJE）和实际股票债券加成成交额（GPZQCJE）来衡量虚拟经济的总交易规模。本文以1998年1月至2011年12月的163个②月度同比（上年同期=100）数据为研究样本。
为了更加精确地对虚拟经济总交易规模进行度量，本文引入了实际股票债券加成成交额（GPZQCJE）变量，即剔除了物价影响因素后的股票总成交额加上债券总成交额，其中，股票包括所有境内上市的股票，债券采用交易所市场的数据，包括国债现货交易、企业债现货交易、国债回购交易、企业债回购交易及可转债交易，由于债券成交额数据获得的限制，本文以1998年1月至2008年4月122个数据为股票债券加成成交额变量（GPZQCJE）的研究样本（月度数据皆转换成月度同比数据）。本文数据皆来源于Wind数据库及国家统计局网站，实证分析皆以Eviews5.0软件进行。
2.单位根检验
对时间序列进行分析时，为了防止得到的回归结果为伪回归，首先要对序列的平稳性进行检验。本文分别对季度调整后的居民消费价格指数（CPI）、季度调整后的实际工业增加值（GYZJZ）、实际股票成交额（GPCJE）、实际债券成交额（ZQCJE）、实际股票债券加成成交额（GPZQCJE）、狭义货币供应量（M1）及广义货币供应量（M2）的月度同比数据（上月同期等于100）进行ADF单位根检验，结果显示这些变量的同比数据都是一阶单整的，一阶差分后的序列在1%的显著性水平下皆是平稳的，因此可以用一阶差分后的数据进行回归分析。
3.静态回归模型分析
上述同比增长率数据一阶差分后反映的是各变量的环比增长率的数量关系，本部分利用上述一阶差分数据对理论模型进行静态回归检验，回归结果如表1所示。表1中第Ⅰ部分是忽略虚拟经济变量对CPI影响时的回归分析结果，分析时分别以M1、M2为货币供应量的度量，结果显示以工业增加值（GYZJZ）表示的国民收入与CPI成反比，这与理论模型的预测相一致，回归方程整体虽然显著但方程的决定系数（为调整后的决定系数，下同）很小，仅为0.19；第Ⅱ部分以实际股票成交额（GPCJE）为虚拟经济交易规模的度量，并分别以M1、M2为货币供应量的度量，结果显示虚拟经济变量对CPI的解释力度很小且以实际股票成交额表示的虚拟经济规模与CPI成正比，与理论模型推测不一致，虽然方程整体显著但方程的决定系数仅增加到0.20左右，实际股票成交额对CPI的解释力度很小；第Ⅲ部分以实际股票债券加成成交额（GPZQCJE）表示虚拟经济的交易规模，实际股票债券加成成交额相比实际股票成交额（GPCJE）多考虑了实际债券交易总额，这将对虚拟经济交易规模的度量更加精确，回归结果显示工业增加值和实际股票债券加成成交额皆与CPI成反比，这与理论推测相一致，且方程整体显著性很高，回归方程的F统计量的概率水平远远小于1%，F统计量为116.82，决定系数为0.74，另外工业增加值和实际股票债券加成成交额估计系数的概率水平远小于1%，方程回归效果很好，与理论推测相符。