通胀预期、流动性过剩与中国通货膨胀的动态性质，本文主要内容关键词为：通胀论文,通货膨胀论文,流动性论文,中国论文,性质论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、前言
国家统计局报告显示，2007年我国居民消费价格比上年上涨4.8％，商品零售价格上涨3.8％。为抑制通胀和稳定通胀预期，2007年初到2008年6月，中国人民银行连续16次上调存款准备金率，连续8次上调金融机构存贷款基准利率。因而，深入认识我国通胀预期的特征以及流动性过剩的影响，可以为货币政策的适时调整和有效运用，为政府各种宏观调控政策的有效组合提供参考依据。那么，非常现实的问题就是：我国的通胀预期具有什么样的具体特征？流动性过剩对物价总水平上涨的具体影响是什么？这些问题都需要通过对通货膨胀的动态性质及其与流动性过剩的关系进行深入分析来回答。
目前，国内研究通货膨胀动态性的主要理论工具是适应性预期的Phillips曲线。王少平等（2001）的研究结论显示，适应性预期的Phillips曲线不能很好地解释中国的通胀行为。在此基础上，王少平和彭方平（2006）认为我国通货膨胀与通货紧缩之间存在非线性转换机制。而赵博和雍家胜（2004）、刘金全等（2006）则认为我国的通胀预期表现出适应性预期的特征。显然，目前国内基于适应性预期的Phillips曲线的关于中国通货膨胀的研究结论还存在明显的争议。Scheibe和Vines（2005）分别基于适应性预期和理性预期的研究结果显示，基于理性预期的新凯恩斯Phillips曲线（NKPC）对中国通货膨胀的动态性质具有更好的解释能力。而Funke（2005）的研究则表明，适应性预期和理性预期共存的新凯恩斯混合Phillips曲线（Hybird NKPC）有助于解释中国通货膨胀的动态性质。
上述基于Phillips曲线的研究有一个共同的特点，就是在分析通货膨胀动态性质的过程中，仅考虑经济运行的周期性因素，而没有考虑货币市场流动性过剩的影响。Hasan（1999）、Feyzioglu（2004）、范志勇（2008）的研究均表明，货币因素对中国通货膨胀的影响是显著的。另一方面，上述研究文献也没有考虑产品市场中微观个体行为的影响，如居民消费和厂商投资，这实际上是对模型施加了一个隐含的假定，即当预期不变时，Phillips曲线在短期内是不动的，对模型的这种约束不利于我们正确认识通货膨胀动态调整的动力来源。Oppers（1997）认为消费冲击是中国通货膨胀周期性变化的重要来源，而Brandt和Zhu（2000）则将中国通货膨胀的主要原因归结为国有企业投资的软预算约束。实际上，就近期而言，我国投资需求的扩张已不仅仅限于国有企业。所以，除了考虑流动性过剩的影响，在通货膨胀模型中引入居民消费和厂商投资等个体行为的冲击，能够为短期内Phillips曲线的平移提供微观的分析基础，有助于正确认识我国通货膨胀的动态特征和动力来源。
目前对我国通货膨胀的研究还有一个共同的特点，即这些研究都是基于时间序列数据展开的。中国在1992年价格改革基本完成后，① 才开始形成由市场主导的价格形成机制。所以，对中国通货膨胀动态行为的实证研究，只能利用1992年以后的数据。在定量分析中，这样的样本区间大大限制了估计和检验统计量的自由度，降低了分析结论的可靠性。尽管部分研究采用季度数据来增加样本容量，但是，Perron（1991）、Pierce和Snell（1995）等的研究结论均显示，影响估计和检验可靠性的主要是样本数据的采样区间。所以，样本区间较短时，运用季度数据对提高估计和检验的可靠性意义不大，季节效应的存在反而可能干扰我们对经济变量变化特征的认识。幸运的是，面板数据（panel data）由于包含了多个个体（individual）的信息，能够以横截面信息弥补时间序列数据信息的不足，从而有助于我们解决样本区间较短的问题。而且，考虑到中国经济的具体特征，面板数据分析具有更强的适用性。首先，我国价格形成机制市场化的过程是一个渐进的过程，其中存在着经济关系的渐进调整因素，基于时间序列的分析就很难反映这种渐进式变化，而面板数据模型则可以基于横截面信息对时间效应进行估计，克服遗漏这种变化因素对估计结果的影响。其次，对不同省市区而言，流动性过剩是一个共同的因素，面板模型中的时间效应可以很好地捕获流动性过剩的具体影响。而且，我国经济发展中存在着明显的区域不平衡性，基于面板数据的分析还可以有效地退化各地区的个体效应。因此，本文将基于动态面板模型具体揭示我国通胀预期的性质和流动性过剩对通货膨胀的影响。
本文研究的基本思路是：在综合适应性预期和理性预期的新凯恩斯混合Phillips曲线中，引入产品市场需求因素的冲击，基于二维效应的动态面板模型，深入分析我国通胀预期的性质以及流动性过剩对通货膨胀的具体影响。考虑到价格变量在地理区域间的相互推动作用，我们在模型中进一步引入了空间计量的经济地理权重矩阵，以反映价格波动的区域相关性。
二、理论背景和模型设定
（一）模型的理论背景
由Phelps（1967）和Friedman（1968）附加了预期的Phillips曲线被表述为：
Lucas（1972）认为实证结果不支持自然失业率假说的原因是没有考虑到理性预期，并提出了基于理性预期的Phillips曲线。其基本思想是：只有纯随机的政策冲击才能影响产出。但这样的模型无法用于经济变量的波动性分析。在Rotemberg（1982）的二次型价格调节成本模型，尤其是Taylor（1980）的交错契约模型和Calvo（1983）的价格随机交错调整模型的基础上，② Roberts（1995）提出的薪凯恩斯Phillips曲线接受了理性预期的假设，同时保留了名义粘性和市场不完全的思想：
尽管新凯恩斯Phillips曲线有很强的微观基础和完善的理论框架，但它无法反映经济现实中的通胀惰性，即通胀率与前期通胀率的实际相关性。因此，Galí和Gertler（1999）在模型（4）的基础上，引入通胀率的滞后项，提出了新凯恩斯混合Phillips曲线：
的数据总是存在测量误差，所以需要在模型中引入通胀率的高阶滞后项以反映预期非完全理性的现实。Zhang et al.（2008）认为厂商的定价基础是以前各期通胀率的加权和，而不仅仅是上一期的通胀率，从而为模型（5）中引入高阶动态项提供了微观行为基础。此外，很多研究者在实证分析中也考虑到了模型的高阶动态性，如Gordon（1998）就将动态滞后阶数设为24个季度。于是，在实证分析中，新凯恩斯混合Phillips曲线又可以表述为：
上述理论模型假定Phillips曲线在短期内是稳定的，通胀率是沿着固定的Phillips曲线变化的，没有考虑Phillips曲线在冲击下的移动。而近期的研究则表明，由于价格调整成本的变化，Phillips曲线会由于相关参数的变化而移动。Huh和Jang（2007）在模型中引入了需求和供给冲击因素，以反映短期Phillips曲线参数的时变性。Davig（2008）基于居民和厂商的微观行为，考察了短期Phillips曲线在需求冲击下的转移机制。根据Oppers（1997）、Brandt和Zhu（2000）、Hasan（1999）、Feyzioglu（2004）、范志勇（2008）等的研究结论——流动性过剩、居民消费、厂商投资需求等冲击都会对我国通货膨胀的动态变化产生影响，所以，我们建立如下的新凯恩斯混合Phillips曲线理论模型，以考虑短期Phillips曲线在需求因素和货币因素冲击下的平移。
模型（7）综合了适应性预期和理性预期，并考虑了在相关因素冲击下短期Phillips曲线的移动，比较而言，是一个较为完善的理论模型。我们的实证分析就是基于模型（7）展开的。
（二）计量经济学模型设定
正如前言中所介绍的，在我国，由市场主导形成价格的时间区间较短，基于时间序列数据的估计和检验结论可靠性较低，所以，基于各地区面板数据的分析是理想的选择。
由于价格水平波动在地域上具有很强的相关性，我们需要在模型中引入空间计量经济学的经济地理空间权重矩阵来解决这一问题。同时，由于流动性因素是所有地区的共同因素，其影响无法在动态面板模型中直接估计和检验，我们需要通过面板模型的时间效应来捕获流动性过剩的影响，以得到具有一致性的估计和检验结果。因此，基于各地区的面板数据，并考虑到价格的空间相关兰，理论模型（7）所对应的二维效应空间动态面板模型可以表述为
因为各地区的价格变动是与本地区的消费、投资和经济周期性波动紧密联系的，所以它也是固定效应；N＝29为面板数据所包括的省市区的个数，由于数据可得性等原因，样本中没有包括重庆、西藏和港澳台地区；T表示样本时间长度。在实证分析中，Galí和Gertler（1999）、Sbordone（2002）等建议选取劳动份额作为真实边际成本的替代变量。
表示地区i在样本期内实际人均GDP的平均值；W按行进行标准化，各行之和为1。
为表述简便，将模型（8）—（9）表示为矩阵形式，则有：
（三）变量与数据
对于回归模型（11），我们分别选取消费者价格指数（CPI）和社会零售商品价格指数（RPI）作为通胀率（π）的度量指标。由于CPI和RPI统计口径的差异主要是“在外用膳”以外的“非餐饮类消费性服务”项目，③ 所以，同对考察CPI和RPI有助于我们具体分析和比较社会零售商品价格和消费性服务价格的动态调整特征和动力来源。
对于模型（11）中的各回归元变量，其指标和样本数据的选取依据分别说明如下：
1.流动性过剩指标
流动性过剩指实际货币存量对理想均衡水平的偏离。就宏观经济而言，流动性过剩表现为货币供应量增长超过GDP增长。常用的一个测度指标是马氏K指数（Marshallian K），即货币供应量除以名义GDP。由于本文旨在分析通货膨胀的动态性质和动力来源，为了反映流动性过剩对通胀率的推动作用，我们需要对标准的马氏K指数进行适当的变换。其原因包括以下两个方面：
首先，标准马氏K指数是当期水平值指标，它反映了当期单位名义GDP所对应的货币供应水平。而通胀率是价格水平的相对增长，对通胀率发生推动作用的是流动性过剩水平的相对变化而不是其当期的水平值，因而，在计量分析中，我们需要将标准马氏K指数转换为能够反映流动性过剩相对变化的指标。例如，当我们对标准马氏K指数进行对数变换时，其回归系数所反映的就是货币供应量增长率与名义GDP增长率之差对通胀率的影响。所以，在实证分析中，我们可以直接用货币供应量增长率与名义GDP增长率之差来反映标准马氏K指数的相对变化。实际上，张明（2007）就基于货币数量方程将流动性过剩直接定义为“货币供应量增长率超过名义GDP增长率”。
其次，标准马氏K指数对应的是名义GDP，它包含了当期物价总体水平的变化，所衡量的是当期价格变动以后的流动性过剩程度，而不是推动当期物价水平上涨的流动性过剩。因而，在分析通货膨胀的动态性质和动力来源时，我们还需要事先剔除标准马氏K指数中所包含的价格变化因素，使马氏K指数的相对变化对应于实际GDP的增长而不是名义GDP的增长。
基于上述两方面的原因，当我们将标准马氏K指数转换为反映流动性过剩的增长率指标，并剔除了价格变化因素以后，其在具体含义上就近似于货币供应量增长率与实际GDP增长率之差。所以，在分析流动性过剩对我国通货膨胀的动态影响时，我们以“货币供应量增长率与实际GDP增长率”之差作为度量流动性过剩的指标EL[,t]，并分别基于狭义货币（M1）和广义货币（M2）两个层次进行分析。
2.需求冲击因素指标
对于微观个体的消费和投资行为，我们以居民消费支出实际增长率（GRRE）度量居民消费需求的冲击（DS），以固定资本形成实际增长率（GRRFC）度量厂商投资需求的冲击（BR）。
3.Phillips曲线中通胀压力的短期驱动变量
对于Phillips曲线中通胀压力的短期驱动变量，从模型（3）和（4）可以看出，我们有两种选择，一种是产出缺口（y），一种是真实边际成本（mc）。
计算产出缺口通常是对实际GDP进行趋势估计，如HP滤波、非线性曲线拟合等，以退势后的实际GDP作为产出缺口的估计量。当趋势估计的方法不同时，估计结果会有很大的差异，从而影响分析结论的可靠性。很多研究文献发现，基于产出缺口估计的模型通常具有较差的表现。④ 产出缺口的系数估计值通常表现为不显著的正值，甚至是显著的负值，即产出缺口估计量本身与通胀率之间可能表现出显著的负相关（如Rudd和Whelan（2006））。因此，近期关于Phillips曲线的研究更多地使用类似模型（8）的边际成本模型。
当选用边际成本模型时，目前文献通常参考Galí和Gertler（1999）、Sbordone（2002）等选取劳动份额作为真实边际成本的替代变量。Woodford（2003）认为，动份额是产出缺口的理想替代变量。不过，Rudd和Whelan（2007）发现，在基于劳动份额对Phillips曲线进行估计时，劳动份额系数的估计结果通常有比较低的显著性（如Rudd和Whelan（2006））。
在实证分析中，大部分文献都选择非农业部门的劳动份额作为反映真实边际成本的指标。由于我国经济具有非常明显的二元经济结构特征，而且，物价水平的上涨大多以农产品价格的上涨为先导。所以，我们在模型中同时选择了第一产业和第二、三产业的劳动份额
符号ln表示取自然对数。在此，我们用农林牧渔业的职工平均工资作为第一产业从业人员平均工资的替代变量，以其他行业的职工平均工资（根据工资总额、职工人数、农林牧渔业职工人数进行换算）作为第二、三产业从业人员平均工资的替代变量。
为了考察以劳动份额作为经济波动的替代变量对中国经济是否具有现实依据，我们分别使用全国和省际数据分析了劳动份额指标的动态特征。结果显示，与HP滤波所估计的产出缺口相比，劳动份额能够更好地反映经济的周期性波动。图1中给出了基于全国总量数据所计算的劳动份额、产出缺口、实际GDP增长率的动态特征以及三者之间的相位关系。⑤ 其中，产出缺口是基于HP滤波方法和1992年不变价实际GDP的估计结果。劳动份额的计算方法为：以1992年不变价的职工平均实际工资乘以当期的从业人数，得到当期的实际劳动收入指标；以实际劳动收入指标除以1992年不变价的实际GDP得到劳动份额指标。Kojima et al.（2005）在考察中国通货膨胀的动态性质时，计算了单位产出的平均劳动成本，其结果与我们的结果有相同的动态特征。
从图1中可以看出，在样本期内，劳动份额和产出缺口的动态变化都与GDP增长率具有相似的趋势特征。但是，劳动份额的变化略超前于GDP增长率的变化，而HP滤波估计的产出缺口则显著滞后于GDP增长率的变化。以各变量的低谷为例：GDP增长率的低谷在1998—1999年；劳动份额指标的低谷在1997—1998年，相对GDP增长率超前一年；而HP滤波估计的产出缺口的低谷则在2001—2002年，相对GDP增长率滞后3年。所以，就样本期间而言，相对于以HP滤波估计的产出缺口，劳动份额指标对我国经济的周期性波动更具敏感性，以劳动份额作为经济周期性波动的替代变量更符合样本期间中国经济的现实特征。
4.通货膨胀的区域相关性指标
本文的样本期间为1992—2007年，所有实际变量均基于1992年不变价格计算，⑥ 原始数据主要来自《中国统计年鉴》1993—2007年卷，2007年的省际CPI和RPI数据来自中经网统计数据库。
三、方法论与结果分析
（一）估计方法
通货膨胀的时间效应是退除了预期因素、经济周期性波动、产品市场需求冲击等影响以后的通胀率，是各地区共同的外部因素对通胀率的贡献，其主要来源是货币供给因素对通胀率的直接影响。由（13）式得到了时间效应的一致估计后，就可以具体分析流动性过剩对通胀率的直接效应，其回归模型为：
（二）新凯恩斯混合Phillips曲线的估计结果及分析
对模型（11）的估计结果显示，无论对于CPI还是对于RPI，当动态滞后调整阶数k＝1或2时，动态调整系数估计值均显著为正值。而当k＝3时，滞后3期的调整系数估计值为负值。在混合新凯恩斯Phillips曲线的模型设定中，通胀率滞后项的系数反映了适应性预期的影响，即通胀惯性。由于通胀率滞后3期的系数为负，由此，我们可以推断：模型（11）中通胀率的适应性调整期应为2期，即k＝2。这一结果隐含了我国通货膨胀存在显著滞后影响的期间约为2年。张成思（2008）对我国通胀惯性特征的研究表明，中国CPI和RPI的随机冲击影响要持续1年半左右。因此，本文对通胀率动态滞后阶数的判定结果与张成思（2008）的结论比较接近。
表1给出了对模型（11）的估计和检验结果。检验结果中的J检验实际上是基于GMM目标函数值和矩约束个数的Sargan检验，其p值表明，模型（11）过度识别的矩条件（超过待估参数个数的矩约束）对于参数识别是有效的。此时模型的
因为包含了个体效应而不能准确反映模型的拟合优度，仅作为模型拟合优度的一个参考。
根据表1的估计结果，无论是CPI指标还是RPI指标，我国的通胀率均存在非常显著的两期滞后影响（RPI滞后2期影响的显著性略低），通胀率理性预期
的影响也是高度显著的。对CPI而言，适应性预期系数估计值（0.1523＋0.0620＝0.2143）大于理性预期（0.0859）；对RPI而言，理性预期的系数估计值（0.2008）略大于适应性预期（0.1362＋0.0407＝0.1769）。这一结果表明，我国通胀率的动态调整同时存在着向后看的适应性预期和向前看的理性预期，具有新凯恩斯混合Phillips曲线的典型特征。由于适应性预期的存在，中国的通货膨胀会表现出一定的持续性，但由于同时存在理性预期，明确公布并切实执行的货币紧缩政策对抑制通货膨胀应该是有效的。
由于CPI和RPI的样本差异主要在于“非餐饮类消费性服务”（后文中我们简称为“消费性服务”），我们可以推断：消费性服务应该是CPI和RPI动态调整中预期性质不一致的主要原因。由于RPI的理性预期略强于适应性预期，而CPI的适应性预期强于理性预期，我们可以初步判定：在消费性服务价格的动态调整过程中，适应性预期要强于理性预期；而在社会零售商品价格的动态调整过程中，理性预期则略强于适应性预期。同时，我们发现，对于CPI和RPI而言，通胀惰性和理性预期的系数之和分别为0.3002（＝0.1523＋0.0620＋0.0859）和0.3777（＝0.1362＋0.0407＋0.2008），都显著小于1，不满足凸组合。⑨ 对此估计结果，结合凸组合的条件，我们能够得到的直观结论是：在微观层次上，我国厂商的主观折现因子β应该不等于1而是小于1；而在宏观层次上，至少就样本期间而言，实证分析的结果不能够支持我国经济中存在垂直的长期Phillips曲线。
空间相关性调整变量
的估计系数显著为正值，说明物价水平的变化在地理空间上确实存在相互推动作用，引入对这种相关性进行调整是必要的，否则将导致参数估计的非一致性。
劳动份额指标的系数估计值均为正值，表明我国通胀率变化具有短期Phillips曲线的显著特征。在Phillips曲线的估计中，各变量的系数均有确定的预期符号，所以我们只需进行单侧的t检验。具体而言，第一产业劳动收入份额的提高对RPI具有显著的推动作用。尽管其在CPI模型中的单侧p值为0.1082，但鉴于劳动份额系数显著性偏低在实证研究中是一个较为普遍现象，⑩ 我们仍可以认为，第一产业劳动收入份额对CPI具有显著的推动作用。这也与我国每一轮价格上涨都以农产品价格上涨为先导的实际表现相吻合。第二、三产业劳动成本的提高对CPI的推动作用是显著的，对RPI的推动作用不显著。这给我们提供了一个较有意义的信息：与零售商品价格相比，消费性服务价格可能对劳动成本更敏感，价格调整更灵活。
对于CPI指标，实际消费支出增长率的系数估计值显著为正，而对于RPI指标，则表现为不太显著的负值。结合CPI和RPI的样本差异来分析，这表明居民消费支出增长中服务的消费占了较大的比重。这一方面表明，在基本生活要求得到满足后，居民消费层次的提高；另一方面，也隐含了服务行业较快发展的现实。
一个可能比较意外的估计结果是，对CPI而言，固定资本形成增长率的估计系数是显著的正值，而对RPI，估计系数却不显著。这表明固定资本增长对消费性服务价格的影响更显著，对零售商品价格的影响则不显著。理论上而言，固定资本的快速增加，会强化厂商的预算约束，增加财务成本，从而推动价格上涨。但是，实证分析的结果表明，这种约束效应对零售商品不明显，而对消费性服务则比较明显。我们认为，可能的原因是，现实中消费性服务价格的粘滞性较小，价格调整相对灵活，而通常社会零售商品价格则更具有粘滞性。而且，对零售商品的生产商而言，固定资本增加意味着生产能力提高和同样价格下利润增加，这种抵补效应也会弱化厂商提高产品价格的愿望。
（三）流动性过剩与我国通货膨胀的时间效应
基于方程（14）和表1中对时间效应的估计结果，我们可以具体估计流动性过剩对我国短期新凯恩斯混合Phillips曲线的推移作用，即流动性过剩对通胀率的直接影响。估计结果见表2。(11)
由表2的估计结果可以看出，无论对CPI还是对于RPI，基于M2的流动性过剩都对我国通胀率具有高度显著的影响，对通胀率的时间效应具有很强的解释能力。但是，基于M1的流动性过剩对通胀率的影响表现为不太显著的负值。从图2中可以非常直观地看出，退除了产品市场和经济波动的影响以后，通胀率与基于M2的流动性过剩有着极其明显的同步性，而与基于M1的流动性过剩却没有明显的对应关系。这样的结果表明，从货币供应的角度说，准货币是推动价格水平上涨、导致通货膨胀趋势的主要根源。
尤其值得关注的是，由CPI表示的通胀率对于M2所定义的流动性过剩具有单位弹性。基于M2的流动性过剩每上升一个百分点，由CPI所定义的通胀率就平均上升0.9719个百分点，这说明M2增长率超出实际GDP增长率的部分在通胀率上得到了近乎完全的反映。这一结果进一步表明，货币紧缩，尤其是％抑制M2的增长速度对于抑制通货膨胀趋势具有显著的效果。
由CPI表示的通胀率对基于M2的流动性过剩近似具有单位弹性，而由RPI表示的通胀率对于基于。M2的流动性过剩的弹性则显著小于1（估计值为0.6140），(12) 这说明消费性服务价格调整对于流动性过剩的弹性必然大于1。也就是说，至少就样本期间而言，相对于社会零售商品，消费性服务价格的调整对流动性过剩更敏感。
鉴于本文使用的样本期间较短，通胀率对流动性过剩的弹性的估计的精度会受到一定影响，但我们认为，表2的估计结果和图2所反映的对应关系还是在较大程度上反映了流动性过剩对通货膨胀的影响的基本特征。
四、结论
本文基于适应性预期和理性预期共存的新凯恩斯混合Phillips曲线，引入经济地理空间权重矩阵以反映物价水平在地域上的相互推动作用，引入消费和投资因素以反映产品市场需求因素的冲击，具体分析了我国通胀预期的性质以及流动性过剩对通货膨胀率的具体影响。综合本文实证分析的结果，我们可以得到如下具有一定理论意义和现实参考价值的结论：
（1）我国通货膨胀率的动态调整具有短期新凯恩斯混合Phillips曲线的典型特征，同时存在着向后看的适应性预期和向前看的理性预期。对CPI而言，适应性预期的影响强于理性预期；而对RPI而言，理性预期的影响则略强于适应性预期。但是，适应性预期和理性预期的系数之和小于1，也就是说，就本文的样本期间而言，实证分析的结果不能为我国经济中存在垂直的长期Phillips曲线提供支持。
（2）流动性过剩对通货膨胀具有显著的推动作用，并且主要根源是准货币的膨胀。由CPI表示的通货膨胀对于由M2定义的流动性过剩近似具有单位弹性，由RPI表示的通货膨胀对于由M2定义的流动性过剩的弹性约为0.6左右。结合我国通货膨胀率适应性预期和理性预期共存的特征，我们认为，明确公布并切实执行的货币紧缩政策对抑制通货膨胀趋势是有效的。
（3）第一产业劳动成本的提高无论对CPI还是对RPI都具有显著的推动作用，这与我国每一轮价格上涨都以农产品价格上涨为先导的实际表现相吻合。第二、三产业劳动成本的提高对CPI的推动作用是显著的，对RPI的推动作用则较弱。
上述结论回答了我们对通货膨胀和流动性过剩相互关系的疑问，即我国通胀预期中适应性预期和理性预期共存，流动性过剩对通货膨胀具有显著的推动作用，准货币的膨胀是导致通货膨胀趋势的主要根源。就样本期间而言，通货膨胀对流动性过剩近似具有单位弹性。对我国通胀预期特征和流动性过剩具体影响的研究结果都表明，明确公布并切实执行的货币紧缩政策对抑制通货膨胀趋势是有效的。
作者衷心感谢两位匿名审稿人具体而有针对性的修改建议，感谢华中科技大学王少平教授的指导和范红忠老师的意见。文责自负。
注释：
① 1992年9月1日，继绝大部分农产品、轻工业品价格放开之后，原国家物价局宣布放开500多种生产资料价格，国家物价局和有关部门管理的生产资料和交通运输价格由：1991年底的737种减少到89种。参见中华人民共和国财政部网站（www.mof.gov.cn）：《1992年大事记》。
② 尽管Rotemberg（1982）的模型并不直接依赖于价格调整的粘性假定，但Rotemberg（1987）指出该模型与Calvo（1983）模型在价格动态调整上具有相似性。
③ CPI与RPI指标构成的差异主要包括：衣着加工服务、家庭服务及加工维修服务、医疗保健服务、个人用品服务和个人服务、交通服务、通信服务、文娱用品服务、学杂托幼费（教育服务）、文娱费（文娱服务）、旅游、租房以及自有住房服务。
④ 参见Rudd和Whelan（2007）对这一问题的综述。
⑤ 省际数据与全国总量数据有相似特征，限于篇幅，没有对各省市区进行具体的列示。
⑥ 基于NIV面板单位根检验进行检验，模型中各变量均为面板平稳过程。
⑦ 尽管时间效应虚拟变量不参与差分处理，但是模型的差分过程会扭曲时间效应与其他变量之间的对应关系。
⑧ 因为在具体估计过程中，我们发现中国通胀率滞后动态调整的阶数为2.
(12) 以“弹性系数等于1”为原假设、“小于1”为备选假设进行t检验，其p值为0.0004.