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　　實行過傳統計劃經濟的國家在向市場經濟過渡的過程中，通常都會出現物價總水平的大幅度上升。但是在不同的國家中，物價總水平上漲與經濟增長的關系是極為不同的。東歐和前蘇聯各國在這個過程中不僅物價總水平上漲的速度極快，而且伴隨著超級通貨膨脹的是經濟衰退，是生產的下降和經濟負增長。而在中國，高通貨膨脹率常常是與超過正常速度的經濟增長聯系在一起的：80年代末以來的兩個通貨膨脹高峰期——1988年和1993—1994年，中國的經濟增長率都超過了其正常的“自然增長率”。本文依據對中國的統計資料的分析，說明在向市場經濟過渡的過程中，什么是造成中國的通貨膨脹的主要因素，經濟增長與通貨膨脹具有什么樣的關系。
　　　　　　一、 雙軌制下的漸進式經濟改革：避開“大爆炸”戰略所造成的災難
　　實行過傳統計劃經濟的國家在向市場經濟過渡的過程中，幾乎無法避免物價總水平的大幅度上漲。這是因為在實行傳統計劃經濟的國家中，幾乎總是明顯地存在著普遍的短缺：普通人雖然愿意并且有足夠的錢按政府規定的價格購買許多種物品，卻無法買到這些物品。在這種情況下，名義總需求大大超過名義總供給，存在著潛在的通貨膨脹壓力，只是由于政府規定了不準變動的物價，才沒有出現明顯的通貨膨脹。如果不壓縮過高的名義總需求（這幾乎在任何一種政治形勢下都是不可能的），而從這樣一種初始狀態出發向市場經濟過渡，取消政府規定的固定價格，讓市場供求關系去自由地決定價格（“放開物價”），就會使潛在的通貨膨脹壓力釋放出來，形成公開的通貨膨脹。不過，不同國家不同的初始狀態，特別是不同的經濟轉軌政策，卻使這種通貨膨脹與經濟增長有著極為不同的關系。
　　東歐和前蘇聯各國在向市場經濟轉變的過程中，大多采用“大爆炸”的經濟轉軌戰略，一下子放開所有的物價，其結果往往是急劇的通貨膨脹與生產下降的經濟衰退同時出現。出現這種因果關系的原因是：在傳統計劃經濟中，個人消費占總產出的比例遠遠小于市場經濟中的這一比例，這意味著公共開支（在傳統計劃經濟下它用于提供國防、社會福利、教育和醫療服務以至住宅）所占的比例過高。在普遍短缺的條件下，這反映的是個人消費品的生產占總產出的比例比較小；而如果不存在普遍短缺、個人能夠支出其愿意支出的全部貨幣開支的話，個人消費支出占總支出的比例將會大大提高。一下子放開所有物價的“大爆炸”戰略很快就消滅了短缺現象，從而迅速地實現了個人消費支出比例的這種大幅度提高；但是在這樣短的時期內，個人消費品的生產不可能大幅度提高。這樣，個人消費支出比例的這種大幅度提高只能是由于個人消費品漲價的幅度大大高于各種原來的公共開支物品的漲價幅度。但是在東歐和前蘇聯各國的那種政治形勢下，個人消費品漲價所引起的社會不滿和政治壓力最終會迫使名義工資以接近同樣的比例上漲，它必然大大高于公共開支物品的漲價比例或生產這些物品的部門名義收入增長的比例。結果是提供原來的公共開支物品的企業和部門陷入財務上的困境，收入不能抵補按原有規模生產所需要的支出，從而不得不大幅度削減生產（左大培，1995）。這樣，在“大爆炸”轉軌戰略下，東歐和前蘇聯各國原有需求結構與產業結構的重大差異一下子變成了市場對生產的結構性制約，由此而使急劇的通貨膨脹與生產下降的經濟衰退同時出現。
　　中國與東歐和前蘇聯各國不同，實行的是漸進式的經濟改革戰略，在一個相當長的時期中逐步放開物價，同時政府在這個過程中盡力促進經濟的增長，特別是促進相對短缺程度最嚴重的產品生產的增長，從而基本上避免了急劇的通貨膨脹與嚴重的經濟衰退同時并發。
　　中國的物價是在十幾年的時期中逐步放開的。中國自1979年開始進行經濟體制改革，從那時起，中國就進入了從傳統計劃經濟向市場經濟過渡的過程。在這個過程中，中國政府清楚地認識到達到均衡水平的價格對經濟效率的重要性，從而一直在采取一切可能的措施以使各種物品的價格盡可能靠近其均衡價格。中國在經濟改革過程中采用了兩種方式來使各種物品的價格向其均衡價格靠近：一種方式是放開某些物品的價格，另一種方式是由政府去改變某些物品的規定價格（“調整物價”），主要是由政府規定提高原來過低的固定價格。而放開物價是在一個相當長的時間里逐漸進行的，各種物品的價格是在十幾年的過程中一部分物品一部分物品逐漸放開的。在經濟改革開始的1979年以前，中國的省及省以上部門管理的農產品銷售價格有225種，工業品出廠價格1127種，銷售價格339種。自1979年開始， 中國政府多次大幅度地調整各種主要農副產品和工業生產資料的收購和銷售價格；從1982年開始則逐步放開各種物品的價格，僅1982—1983年兩次就放開了510 種（類）的工業小商品價格，以后又分多次并由各地分別獨立決定地逐步放開了許多種農產品、食品和工業消費品的銷售價格。盡管中間經歷了許多波折，“放開”和“調整”物價的過程在這十余年間幾乎就沒有間斷過（中國改革全書，價格體制改革卷，第一篇，7、12—31頁）。1991 年中國政府放開了大部分工業生產資料的價格。到這時，中國的絕大多數產品都是在市場上按照由市場供求關系決定的價格出售的。但是少數戰略性產品和服務的價格，如石油、電力的價格，鐵路和航空的收費等等，仍然是由政府機構規定的。“放開”和“調整”這些價格的過程直到現在仍在繼續。
　　由于實行漸進式的經濟改革戰略，在向市場經濟過渡期間，中國經濟體制的特征是由政府方面正式認可的雙軌制。　　　我們這里說的是McKinnon所指的那種廣義的雙軌制（McKinnon，1994），它有兩方面的含義：一方面是本來意義上的雙軌制即“價格雙軌制”，另一方面是企業制度上的雙軌制。在價格雙軌制下并存著兩種價格，一種是國家規定的固定價格，一部分物品由國家規定必須按這種價格出售，另一種是供求關系決定的市場價格，某些物品可以按這種自由的市場價格出售，而且往往是在同一種物品的買賣中同時存在著這兩種不同的價格。但是中國的這種價格雙軌制存在于逐步放開國家規定的固定價格的過程中，實際上成了從傳統計劃經濟的價格體制向市場經濟的定價制度轉變的過渡形式。企業制度上的雙軌制表現為，私營企業、個體企業和外商投資企業以至絕大部分鄉鎮企業在經營上追求的是利潤最大化，同時面對著硬預算約束，而舊式的公有制企業（絕大部分國有企業和城鎮集體企業）卻有著“軟預算約束”，常常靠政府的補貼以至可以不歸還的“軟貸款”來彌補自己的虧損，企業的領導追求的也不是利潤最大化，在改革的進程中逐漸傾向于將企業創造的增加值全部分配給企業的員工。
　　另一方面，更為重要的是，中國政府在逐步放開物價、轉向市場經濟的過程中，幾乎從來就沒有忽視過在大力促進經濟增長的同時改變整個經濟的產業結構，使產業結構盡可能適應市場需求的結構。中國政府促進經濟結構轉變的方式，主要是大力促進短缺程度相對比較嚴重的產品生產的增長，以此來帶動整個經濟的高速增長。70年代末、80年代初，中國政府在推進農村經濟體制改革的同時，把發展生產的重點放在傳統計劃經濟下一直不受重視的農業和輕工業上；80年代中期，中國的各級政府都大力促進家用電器生產的發展。在這期間，中國政府還一直在以各種可能的措施推進“軍轉民”的進程，推動軍工企業發展民用產品的生產。所有這些措施與改革中產生的市場需求力量一起，使中國的產業結構變得日益適應市場需求的結構，促進了中國經濟的高速增長。當然，在這個期間，中國也曾經發生過相當嚴重的通貨膨脹。在某些年份，中國的通貨膨脹率也相當高，零售物價指數上漲達20％左右，目前中國的零售物價指數已經是1978年的4倍左右（中國統計年鑒）。 但是一般的看法是，在向市場經濟過渡的國家中，中國是通貨膨脹程度最輕的。更為可貴的是，這個期間的中國出現了經濟高速增長的奇跡，國民生產總值從1978年到1994年增長了將近3倍半（中國統計年鑒）。 由于將漸進式的經濟改革與改變產業結構有機結合了起來，中國在向市場經濟過渡期間不但避免了超級通貨膨脹，而且實現了高速的經濟增長。
　　　　　　二、中國的通貨膨脹與經濟增長
　　盡管取得了這些可觀的成就，雙軌制下的漸進式經濟改革并沒有使中國避免通貨膨脹，也不能使中國的通貨膨脹與中國經濟的波動不發生關系。只不過中國的通貨膨脹與經濟增長的關系與東歐和前蘇聯各國的極為不同：在中國，與高通貨膨脹同時出現的往往是超高速的經濟增長；只是在高通貨膨脹持續了一段時間之后，經濟高速增長的勢頭才會消失。而中國企業和職工在向市場經濟過渡期間的特殊經濟行為，決定了通貨膨脹與經濟增長的這種特殊關系。
　　在向市場經濟過渡期間，中國的經濟增長主要是由制造業和礦業生產的增長帶動的。因此，可以用工礦企業及其職工的行為來代表中國的企業和職工的行為。在向市場經濟過渡的初期，傳統的國營企業和集體所有制企業在中國的工礦業中還占統治地位，我們分析工礦企業及其職工的行為時必須以這些傳統的國營企業和集體所有制企業為基礎。
　　在向市場經濟過渡的過程中，中國政府在絕大部分時間內都實行一種向企業“放權讓利”的政策：政府機構盡量減少對企業經營的干預，逐漸削減企業向國家納稅和上繳利潤的義務，使國家財政收入占國民生產總值的比例大大降低，同時又沒有采取有效的措施來逼迫企業的領導去追求盡可能高的利潤。在這樣一種經營環境下，傳統的國營企業和集體所有制企業中盛行著“收入工資化”的現象，企業傾向于將其創造的增加值全部分配給企業的員工。這樣一來，這類企業生產與銷售所得的名義增加值的增加也就往往全都化為其員工增加的名義工資收入。而這類企業員工名義工資收入的變動又會影響他們的實際勞動量，從而影響這類企業的產量。
　　在中國向市場經濟過渡的過程中，傳統的國營企業和集體所有制企業幾乎是不解雇其員工的，因此總產量的變動幾乎根本不是由于失業的波動，而是取決于企業的代表性單個職工所作的真正有效的勞動量的變動：有效勞動增加總產量就上升，有效勞動減少則總產量下降。而根據通常的宏觀經濟理論的看法和對中國實際的觀察，企業職工所作的有效勞動取決于他們預期的實際工資率：預期的實際工資率上升會增加單個職工的有效勞動，預期的實際工資率下降則會減少單個職工的有效勞動。預期的實際工資率又是名義工資率與預期的物價總水平之比，這就使在給定的名義工資率下，單個職工的有效勞動與預期的物價總水平成反方向變化；而在給定的預期物價總水平下，單個職工的有效勞動則與名義工資率同方向變化。
　　經驗分析表明，在中國向市場經濟過渡期間，占統治地位的對物價總水平的預期是外推預期和適應性預期：人們根據上一年的通貨膨脹率來形成他們對本年通貨膨脹率的預期（Solow，1969）。這樣， 對這個時期的中國，上一年的通貨膨脹率也就可以看成是預期的通貨膨脹率，上一年的物價總水平上漲也就可以看成是預期的物價總水平上漲。這也就意味著，其它條件不變，上一年的物價總水平上漲會減少單個職工的有效勞動，從而降低本年的實際總產出。
　　在“收入工資化”的環境中，名義工資率取決于兩個因素：物價總水平和產出品庫存的變動量。如果產出品庫存不變，則銷售的實際總產出數量將總是等于實際總產出。這時價格總水平的上漲必定會使名義工資率上升。因此，價格總水平的上升會通過導致名義工資率上升而增加單個職工的有效勞動，從而使當年的實際總產出增加。而產出品庫存的增加卻使銷售的產品數量小于實際總產出，從而在同樣的價格總水平下，減少名義銷售總收入，并且由此而減少企業職工的名義工資總收入，降低名義工資率。這樣，在給定的價格總水平下，產出品庫存的增加會通過降低名義工資率而減少單個職工的有效勞動，從而減少實際總產出。
　　由于缺乏與上述分析相對應的有關實際產出品庫存的系統而可靠的統計數據，本文在計量回歸中使用了年平均準科爾奈系數作為它的代替物。在中國，準科爾奈系數是定額流動資金與產成品資金之比。年底的準科爾奈系數Z[,1]等于年底的定額流行資金除以年底的產成品資金，年平均的準科爾奈系數Z[,2] 等于年平均的定額流動資金除以年平均的產成品資金。
　　準科爾奈系數表示的是產出品存貨與構成企業“流動資金”的其它部分（主要是投入品存貨和工資基金）之間的比例關系；它的變動不僅基本上排除了價格總水平變動的影響，而且在很大程度上反映了實際的產出量與產出品存貨之間比例的變化。準科爾奈系數的下降在一定程度上可以看成是實際的產出品庫存相對于實際的產出量而上升，在非動態的分析中，它就可以被看作是實際的產出品庫存的增加。因此，我們可以用準科爾奈系數的變動來表示實際的產出品庫存的反方向變動。根據前邊的分析，其它條件不變，實際的產出品庫存的變動會引起總產出的反方向變動。這樣，準科爾奈系數的變動將引起實際總產出的同方向變動：準科爾奈系數的上升會引起實際總產出的增加。
　　必須注意的是，上述結論都是根據對傳統的國營企業和集體所有制企業的分析得出的。這一類企業由于有著“軟預算約束”，企業的領導追求的也不是利潤最大化，效率是比較低的。根據當代的效率工資假說，追求利潤最大化的企業如果提供較高的工資、同時又靠解雇和失業的威脅來加強勞動紀律，它就會有較高的效率（Shapiro／Stiglitz， 1984；Bowles，1985）。在中國向市場經濟過渡的過程中，那一類追求利潤最大化同時又面對著硬預算約束的企業就是這種有著較高效率的企業；而那些有著“軟預算約束”、其領導也不追求利潤最大化的企業則效率比較低。我們可以將前一類企業稱為“有效率企業”。顯然，其它條件不變，有效率企業在整個經濟中所占的比例越高，總產出也就會越高。
　　根據各方面學者的分析（Jefferson／Rawski，1994；Chang／Wang，1994）可以判定，在1992年以前，中國工業中的有效率企業是私營企業、農村的鄉鎮企業、中外合資企業等。可以將1983年以來有效率企業占整個中國工業總產值的比重的增長率看作有效率企業占整個中國經濟的比重的增長率。
　　在產出品庫存不變的條件下，如果有效率企業占實際總產出的份額不變，則當預期的價格總水平等于當年的價格總水平（在本文所分析的情況下，這相當于上一年的通貨膨脹率等于本年的通貨膨脹率）時，實際的總產出就完全取決于或者說等于“自然產出率”或“自然產量”。這一“自然產量”的增長率就是“自然增長率”。在這一“自然增長率”的基礎上，其它條件不變，則上一年的通貨膨脹率越低，或者本年的通貨膨脹率越高，本年的經濟增長率就越高。弄清本年和上一年的通貨膨脹率對本年的經濟增長率的這些影響，是50年代以來宏觀經濟學的主要成就之一（Phillips，1958；Samuelson／Solow，1960，P. 190f. ；Friedman，1968，P.8ff.；Okun，1970，P.135f.；Solow，1969）。
　　根據本節所作的分析，可以得出中國向市場經濟過渡期間的總供給函數。總供給函數說明整個經濟中的總供給量與物價總水平之間的關系。可以把它表示為下述形式：
　　gY[,t]＝g＠①＋x·gP[,t]－ε·gP[,t-1]＋ψ·gA[,t]＋Ψ·gZ[,2t]
　　（1）
　　with　g＠①,x,ε,φ,Ψ〉0
　　式中的g＠①是“自然增長率”，gY[,t]，gP[,t]，gZ[,2t]，gA[,t]分別為本年的實際總產出的增長率、通貨膨脹率、年平均的準科爾奈系數的增長率、有效率企業占整個中國工業總產值的比重的增長率。gP[,t-1]是上一年的通貨膨脹率。數據檢驗的結果是：
　　（2）　gY[,t]＝9.03＋0.42·gP[,t]－0.57·gP[,t-1]＋0.14·gA[,t]　
　　　　　　　(5.57) (2.31)　　　 (-3.13)　　　 (2.58)
　　＋0.16·gZ[,2t]
　　　(2.39)
　　上述檢驗的調整后的R方為0.84。公式（2）較好地解釋了過去十幾年中國的總供給是如何決定的，因此可以把它看作是中國的總供給函數。
　　我們可以用另一種方式來表述上面的總供給函數，用一個公式來直接說明中國的通貨膨脹率是如何決定的。對通貨膨脹率決定原因的這種分析的基礎，是對影響價格總水平的各個因素的分析。
　　在說明轉向市場經濟的國家的價格總水平變動時，當然無法忽視企業和政府的各種自發的漲價舉措對價格總水平的影響。企業和政府的這些自發的漲價舉措主要是政府改變其規定的價格、“放開”物價或企業自主提高價格。在中國向市場經濟過渡的過程中，政府“放開”物價通常會使價格總水平上升，企業也常常可以自主提高價格而不減少其產品的銷售量，其原因是在價格雙軌制下仍然存在著物品的普遍短缺。價格雙軌制在宏觀上所造成的主要后果就是普遍的短缺與通貨膨脹并存。由于還有相當多的物品必須按政府規定的大大低于均衡價格的固定價格出售，對這些按政府規定的固定價格（“平價”）出售的物品的需求必定大大超過其供給，這最終造成這些物品在市場上仍然出現短缺。價格雙軌制緩解了物品的普遍短缺，但是并沒有完全消除這種普遍的短缺。只是在取消了價格雙軌制之后，在絕大多數物品已經沒有任何部分按低于均衡價格的“平價”出售之后，普遍的短缺才會消失。
　　人們在價格雙軌制下中國的日常經濟生活中可以清楚地感覺到短缺的這種緩解和繼續存在。但是中國缺乏系統地測度短缺程度的統計資料。我們只能用所謂的“科爾奈系數”來近似地反映整個中國經濟中的短缺程度。科爾奈系數是投入品存貨與產出品存貨之比。根據著名的匈牙利經濟學家亞諾什·科爾奈的看法，在普遍短缺的條件下，正常投入存貨在全部正常存貨里所占的比重相對大些，而正常產出存貨占的份額則小些：在普遍短缺的經濟中，代表性企業的產出銷售得非常之快，而企業必須積存大量的投入存貨，以避免由于投入供應中斷而影響其生產的連續進行。因此，科爾奈系數越高，短缺的程度就越高：70年代后半期，科爾奈系數在美國是1.16，在奧地利是1.5， 而在物品短缺嚴重的傳統計劃經濟國家前蘇聯和波蘭則大于10（Kornai，1980，P.117f.；1985）。
　　在中國傳統的統計制度下，投入的存貨（庫存）被稱作企業的“儲備資金”，產出的存貨則被稱作“產成品資金”，二者都被包含在“定額流動資金”中。這樣，在中國，科爾奈系數可以用下列公式表示：
　　（3）　Z[,0]＝儲備資金÷產成品資金
　　我們可以根據公式（3）計算出中國的科爾奈系數。在80 年代前期，中國的科爾奈系數大約為3， 雖然大大低于實行傳統計劃經濟的國家（蘇聯和波蘭）的水平（10左右），但是仍然大大高于沒有短缺的市場經濟國家的水平（美國和奧地利的1.16—1.5）。這就是說， 在實行價格雙軌制的初期，中國的短缺程度已經相當低，但是仍然存在著相當嚴重的短缺。盡管如此，中國是在普遍短缺的程度大大低于一般的傳統計劃經濟國家的情況下進入80年代的。而從1981年到1992年，中國的科爾奈系數從3.02降低到了1.61。到1991年，中國的科爾奈系數已經降低到大約相當于市場經濟國家奧地利的水平（1.5左右）。這說明，80 年代到90年代初中國的短缺程度進一步大大降低，到1991年時普遍的短缺已經基本消失。
　　在價格雙軌制下，中國政府分產品分地區地逐步放開物價、提高過低的國家規定價格，這些“放開”和“調整”物價的舉措雖然逐漸減少了短缺；同時卻使物價總水平逐漸上升；另一方面，在政府“放開”價格或無法禁止企業漲價的情況下，企業也常常普遍地自發提高產品價格；而在短缺還存在的條件下，這也不減少其產品的銷售量，只是減輕甚至消除了短缺現象。所有這些政府調高價格、“放開”物價或企業自主提高價格的舉措都是所謂“自發的漲價舉措”，它們是使價格總水平上漲的一個獨立的因素，卻也同時減緩了整個經濟中的短缺程度。
　　在中國的價格雙軌制下，除了上述那些自發的漲價舉措之外，名義總需求的變動、整個經濟的“自然增長率”和上一年價格總水平的上漲都會使本年的價格總水平發生變動。在價格雙軌制下，很大一部分產品的價格是由市場上的供求關系自由地決定的；如果總產出不增加，名義總需求的增加就會使這一部分產品的價格上漲，從而使整個價格總水平上升。而根據前邊所說的總供給函數，價格總水平的上升又會使實際總產出增加。因此，在中國向市場經濟過渡期間，實際總產出的增加更多地是反映了名義總需求的擴大，名義總需求的擴大又必定會使價格總水平上升。這樣一來，價格總水平就有了與實際總產出同向變化的關系：實際總產出增加伴隨著價格總水平上升。而在名義總需求不變的條件下，價格總水平與本年的實際總產出成反方向變動。根據前邊所說的總供給函數，上一年價格總水平P[,t-1]的提高會減少本年的實際總產出， 因而會使本年的價格總水平上升。另一方面，在名義總需求不變的條件下，如果預期的價格總水平不變，整個經濟的實際總產出就將按照“自然增長率”增長，而實際總產出的增加又會使價格總水平降低。這樣，經濟的“自然增長率”是一個使價格總水平降低的因素。
　　在使價格總水平變化的上述各因素中，所謂“自發的漲價舉措”（政府調高價格、“放開”物價或企業自主提高價格等等）幾乎無法用統計數據來把握。由于中國的這種“放開”和調高政府規定價格是分散在許多年中逐漸進行的，對它本身及其影響在統計上很難計量。為了模擬造成價格上漲的這些不規則因素，筆者在表1中設計了一個啞變量Dummy，其數值在1985、1988和1993年為1，因為在這三年中， 或者是比較集中地“放開”和調高了許多政府的規定價格，或者是某些因素使企業普遍地盲目抬高物價。其它年份這個啞變量的數值都是0。式（5）所作的計量檢驗表明，這個啞變量對中國的通貨膨脹的作用是顯著的。
　　表1

　Year　　　　Dummy　　　　gP[,t]　　　　 gY[,t]　1979　　　　　0　　　　　 3.56　　　　　　7.6　1980　　　　　0　　　　　 3.71　　　　　 7.81　1981　　　　　0　　　　　 2.20　　　　　 4.48　1982　　　　　0　　　　　 0.05　　　　　 8.75　1983　　　　　0　　　　　 1.33　　　　　10.39　1984　　　　　0　　　　　 4.48　　　　　14.71　1985　　　　　1　　　　　 9.01　　　　　12.76　1986　　　　　0　　　　　 4.79　　　　　 8.13　1987　　　　　0　　　　　 5.09　　　　　10.91　1988　　　　　1　　　　　11.85　　　　　11.30　1989　　　　　0　　　　　 8.96　　　　　 4.34　1990　　　　　0　　　　　 6.34　　　　　 4.04　1991　　　　　0　　　　　 5.71　　　　　 8.18　1992　　　　　0　　　　　 6.25　　　　　13.39　1993　　　　　1　　　　　13.56　　　　　13.21

　　來源：根據1994年的中國統計年鑒計算。
　　注：gP[,t]是中國的價格總水平的當年增長率；gY[,t]是中國的實際總產出的增長率。
　　根據前邊所述的那些使價格總水平變動的因素，我們可以用下述公式說明中國的通貨膨脹率是如何決定的：
　　　gP[,t]＝－C＋η·Dummy＋α·gY[,t]＋β·gP[,t-1]
　　（4）
　　　with　C，η，α，β〉0
　　式中的常數C表明了其它條件不變時“自然增長率”g＠①對中國的通貨膨脹率的影響。利用表1中的數據檢驗公式（4），得出的結果是：
　　（5）　gP[,t]＝-2.29＋5.80·Dummy＋0.32·gY[,t]＋0.76·gP[,t-1]
　　　　　　　 (-1.24) (5.45)　　　(2.15)　　　　 (5.28)
　　上述檢驗的調整后的R方是0.87。可以利用公式（5）來比較好地說明中國在向市場經濟過渡的過程中通貨膨脹率的決定。
　　公式（5）表明，在中國向市場經濟過渡期間，其它條件不變， “自然增長率”越低，或上一年的通貨膨脹率越高，或自發的漲價舉措（政府“放開”物價或企業自主提高價格的舉措）越密集，或經濟增長率越高，中國的通貨膨脹率就越高。這意味著，從80年代初開始，中國的通貨膨脹率就與經濟增長的速度有著同方向變化的關系：給定上一年的通貨膨脹率，本年的經濟增長率越高，通貨膨脹率也就越高。此外，上一年的通貨膨脹率越高，下一年的通貨膨脹率也越高；但是，追溯上一年通貨膨脹的原因就會發現，引起上一年的通貨膨脹的原因歸根結底還是各種自發的漲價舉措和當年的過高的經濟增長率。在式（5）中， 啞變量前的系數還不到6。這表明，在自發的漲價舉措比較密集的那3年中，由這些自發的漲價舉措所造成的GNP物價平減指數的上升平均每年不過6％，3年合計也只在20％左右。 相對于中國這個期間的全部通貨膨脹來說，這是一個數量上很不重要的因素，因為這個期間中國的GNP 物價平減指數上漲了大約1倍半。在中國的整個通貨膨脹中， 在計量回歸上可以辨識的各種自發的漲價舉措所造成的通貨膨脹所占比例很小。因此，通常在中國發生的是：當年的經濟高增長帶來了高通貨膨脹率，而高通貨膨脹又造成了下一年的高通貨膨脹壓力，其結果是要想使下一年的通貨膨脹速度不進一步加快，就必須降低經濟增長速度。而歸根結底，這期間中國的通貨膨脹主要是由個別年份過高的經濟增長率所造成的。
　　　　　　三、名義貨幣供給量：對經濟增長的總需求制約
　　對中國實際情況的分析和統計回歸的結果都表明，中國在向市場經濟過渡期間，短期內的經濟增長速度仍然受著名義總需求增長速度的制約，而決定名義總需求增長的歸根結底還是名義貨幣供應量的增長速度。
　　我們可以將經濟增長與名義總需求增長之間的關系表示為一個總需求函數。本來總需求函數說明的是整個經濟中的總需求量與物價總水平之間的關系，但是我們可以利用這種函數說明經濟增長與名義總需求增長之間的關系。我們的總需求函數的基礎，是根據貨幣數量論推導出來的下列定義恒等式：
　　（6）　　gY[,t]＝gM[,t]＋gV[,t]－gP[,t]
　　式中gY表示總產出的增長率，gM是名義貨幣供應量的增長率，gV是貨幣流通速度的增長率，gP則是價格總水平的增長率（通貨膨脹率）。腳標t表示該數字是當年數字。
　　但是作為一個定義恒等式，式（6 ）表達的只能是事后記錄的統計數字之間的數量關系，其中的V 也只能是所謂“統計的貨幣流通速度”。不能把式（6）看作是中國向市場經濟過渡期間的總需求函數， 因為這個期間中國還存在著普遍的短缺，總需求還大于總供給，而總產出只能等于總供給，因而總需求大于總產出。在還存在著普遍短缺的情況下，總需求的增長率不是等于總產出的增長率，而是等于總產出的增長率與短缺程度的增長率的代數和。
　　但是，由于缺乏系統精確的有關總需求和短缺程度的統計數字，我們無法根據實際資料來估算中國的真正的總需求函數，而只能利用公式（6）來估算一個代用的總需求函數。在我們的估算中， 名義貨幣供應量M是一個由外在力量決定的外生變量，物價總水平P的變動已經由前邊的公式（5 ）所說明（實際上它與總產出的變動率都是在得出了總需求和總供給函數之后將兩個方程聯立求出的）。因此，在建立代用的總需求函數時，　我們需要說明的只是公式（6 ）中的貨幣流通速度增長率gV[,t]是如何決定的。
　　貨幣數量論的定義恒等式本來是用來說明不存在普遍的短缺時的情況的。它之所以在普遍的短缺下仍然成立，是因為普遍的短缺放慢了貨幣的流通速度；而普遍短缺的減緩以致消失本身都會加快貨幣的流通速度。在普遍的短缺下，統計上顯示出來的貨幣流通速度（簡稱為“統計的貨幣流通速度”）比較低，因為人們不能用他們手持的貨幣購買到他們想買的物品，從而不得不手持過多的貨幣。其它條件不變，短缺的降低會加快貨幣的流通速度。
　　除了短缺程度的變化以外，名義貨幣量和物價總水平的變動也都會影響當年的貨幣流通速度。在市場經濟中，實際貨幣余額的增加可能會放慢同期的貨幣流通速度；因而作為決定實際貨幣余額的兩個因素，名義貨幣量的增加會放慢、物價總水平的上漲會加大同期的貨幣流通速度。而在中國的價格雙軌制下，名義貨幣量和物價總水平的變動本身也會造成普遍短缺程度的變化，這種變化反過來又加劇了名義貨幣量和物價總水平的變動對貨幣流通速度的影響。由于這個原因，再加上我們無法以統計數據衡量普遍的短缺程度及其對貨幣流通速度的影響，普遍短缺程度的變化對貨幣流通速度的影響就也反映在名義貨幣量和物價總水平的變動對貨幣流通速度的影響中。
　　其它條件不變，價格總水平上升會減少代表性購買者手持的實際貨幣余額。在短期中，由于名義貨幣量、實際交易量等來不及充分調整以適應變化了的實際貨幣余額，代表性購買者就必須以更高的強度使用減少了的實際貨幣余額。因此，如果不存在普遍的短缺，價格總水平的上升將會提高沒有短缺時的貨幣流通速度。而在中國的價格雙軌制下，不但物價總水平的上漲有一部分是由于放開和調高了過低的國家規定價格，而且這種放開和調高是分散在各個不同年份逐漸進行的，幾乎每一年物價總水平的變動都有一部分來源于這種放開和調高，無法把這種放開和調高造成的物價上漲與名義總需求擴大造成的物價上漲區別開來。這樣放開和調高過低的國家規定價格又會降低普遍短缺的程度。這一套因果關系是一個額外的特殊原因，使物價總水平的上漲加快了貨幣流通速度。由于這個原因，在中國的價格雙軌制下，價格總水平的上升不僅會增大貨幣流通速度，而且價格總水平上升增大統計上的貨幣流通速度的能力要大大強于不存在普遍的物品短缺的條件下。式（8 ）所作的計量檢驗表明，在中國向市場經濟過渡期間，價格總水平每上漲百分之一，貨幣流通速度就會加快0.89個百分點。這就是說，這期間中國貨幣流通速度的價格總水平彈性約等于1。 在當時的那種不很嚴重的通貨膨脹幅度下，價格總水平的上升使貨幣流通速度差不多以同樣比率上升，結果是價格總水平的上升幾乎完全可以靠貨幣流通速度加快來支撐。這是一個重要的原因，它模糊了名義貨幣量的增長與物價總水平上漲之間的緊密關系，使二者之間的聯系顯得不那么引人注目。而價格總水平的上漲之所以會引起貨幣流通速度這樣有力的上升，不僅是因為需求下降的速度要比物價上漲引起的實際貨幣余額下降的速度慢得多，而且是因為物價總水平的上漲降低了普遍短缺的程度。
　　影響這期間貨幣流通速度的另一個重要因素是名義貨幣供給量本身。在給定的物價總水平和前期貨幣流通速度下，名義貨幣供給量的增加將放慢同期的貨幣流通速度。其原因有二：首先，即使不存在普遍的短缺，名義貨幣量的增加也要求整個經濟作出許多相應的調整，例如價格總水平上升、實際交易量增加等等，而這許多調整在短期中是無法完成的。這就使代表性的購買者在名義貨幣供給量增加之后不得不在短期中持有更多的實際貨幣余額，從而放慢同期的貨幣流通速度。其次，在中國向市場經濟過渡期間，由于實行價格雙軌制，還存在著價格較低的“平價”物品。當名義貨幣供給量增加時，人們往往先增加手中持有的用于購買低價的“平價”物品的貨幣量以增加買到這種物品的機會，從而降低了同期的貨幣流通速度。這是使名義貨幣供給量增加降低同期的貨幣流通速度的另一個原因。只是在經過一個時期之后，人們才會根據搜索的經驗判斷出，在新的貨幣供給量下，持有多少貨幣對自己是最優的。那時貨幣流通速度就會重新加快。這樣，價格雙軌制下短缺的繼續存在就成了一個額外的特殊原因，使名義貨幣供給量的增加降低同期的貨幣流通速度，而本期貨幣流通速度的降低又會使以后的貨幣流通速度提高。
　　但是前邊所述的名義貨幣量和價格總水平變化影響同期貨幣流通速度的那些原因中，有許多只是在短期中起作用。名義貨幣量和價格總水平的變化之所以會影響貨幣流通速度，這在很大程度上是由于在短期中整個經濟不可能作出完全的調整以適應變化了的名義貨幣量和價格總水平，它們的變化對整個經濟的影響有一個時滯，這種變化對整個經濟的最終影響不能在一個短時期中完全發揮出來。因此，名義貨幣量和價格總水平變化對同期貨幣流通速度的影響在很大程度上是過度的，以后幾期的貨幣流通速度將發生反方向的變化，以便抵銷前期貨幣流通速度的過度變化，使貨幣流通速度回到一個正常的水平上來。這樣，物價總水平的上升雖然提高了同期的貨幣流通速度，但是下幾期的貨幣流通速度又會自動降低。同樣，名義貨幣供應量的增加不僅會增大同一時期的名義總需求，而且會過度地降低同一時期的貨幣流通速度。以后各期的貨幣流通速度將會加快，以便抵銷上一時期貨幣流通速度的過度降低，由此而擴大以后各時期的名義總需求。通過這一過程，貨幣供應量的變化不僅影響本期的、而且影響以后各時期的名義總需求。由于上述原因，在中國向市場經濟過渡的過程中，上一時期和再前一個時期貨幣流通速度的放慢都會加快本期的貨幣流通速度。式（8 ）對中國的統計數據所作的計量檢驗證實了我們的這一論斷。
　　以上述分析為基礎，我們可以下邊的公式（7 ）來說明哪些因素引起了這個期間中國的貨幣流通速度的變化：
　　　gV[,t]＝－α·gV[,t-1]－β·gV[,t-2]－γ·gM[, t] ＋θ·gP[,t]
　　（7）
　　　with　α，β，γ，θ〉0
　　我們將M[,1]的數量作為中國的名義貨幣量M。由于現有統計資料的限制，我們在這里使用的M[,1]的時間序列只是M[,1]的一個近似值。表2列出了M[,1]的這個近似值的增長率。
　　表2

　　　年份　 gY[,t]　 gM[,t]　 gV[,t]　 gI[,mt]　　gP[,t]　　 1981　　4.48　　 19.18　　-10.41　　　　　　　　2.20　　 1982　　8.75　　 15.28　　 -5.62　　26.52　　　 0.04　　 1983　 10.39　　 15.23　　 -2.93　　16.55　　　 1.33　　 1984　 14.71　　 23.27　　 -2.78　　29.24　　　 4.48　　 1985　 12.76　　 29.32　　 -4.95　　39.13　　　 9.01　　 1986　　8.13　　 27.17　　-10.90　　17.77　　　 4.79　　 1987　 10.91　　 20.87　　 -3.58　　20.02　　　 5.09　　 1988　 11.30　　 17.21　　　6.21　　22.28　　　11.85　　 1989　　4.34　　 12.28　　　1.25　　-8.83　　　 8.96　　 1990　　4.04　　 14.88　　 -3.69　　 7.96　　　 6.34　　 1991　　8.18　　 22.57　　 -6.70　　24.49　　　 5.71　　 1992　 13.39　　 29.28　　 -6.82　　42.47　　　 6.25　　 1993　 13.21　　 26.77　　　1.42　　56.13　　　13.56

　　來源：中國統計年鑒，1985—1994。
　　注：gI[,mt] 是中國的名義投資量（國內資金的固定資產投資＝全社會固定資產投資總額－利用外資）的增長率。這里的M[,1] 是中國的國家銀行的流通中貨幣、企業存款、機關團體存款、農村存款、其它存款以及農村信用社的集體農業存款、鄉鎮企業存款、其它存款之和。在
　　　　　　Y·P
　　這里＝────。
　　　　　　　M
　　利用表2中的數據檢驗公式（7），得出的計量檢驗的結果是：
　　（8）gV[,t]＝-0.09·gV[,t-1]－0.35·gV[,t-2]－0.51·gM[,t]
　　　　　　　　(-0.59)　　　　　 (-2.97)　　　　 (-7.87)
　　＋0.89·gP[,t]
　　　(5.60)
　　上述檢驗的調整后的R方為0.74。公式（8）可以很好地解釋這期間中國的貨幣流通速度的變化。
　　將公式（7）代入公式（6），就可以得到總需求函數的替代公式：
　　　　gY[,t]＝－ω·gV[,t-1]－ρ·gV[,t-2]＋ν·gM[,t]
　　（9）
　　　　with　ω，ρ，ν〉0
　　在上式中沒有gP[,t]這一項，這是因為式（7 ）中物價總水平增長率gP[,t]前的參數約為1，使得式（7）與式（6）中的gP[,t] 這一項可以相互抵銷。這樣，在得出式（9）時，可以刪掉gP[,t]這一項， 根據統計數據所作的計量檢驗可以證實這一論點。利用表2 的數據檢驗公式（9），可以回歸出公式（10）：
　　（10）gY[,t]＝－0.09·gV[,t-1]－0.41gV[,t-2]＋0.37·gM[,t]
　　　　　　　　　　(-0.60)　　　　(-3.26)　　　 (9.62)
　　上述檢驗的調整后的R方為0.64。公式（10 ）可以從總需求方面來解釋中國的總產出的變化，因而可以把它看作是中國的總需求函數的替代物。
　　我們還可以以另一種方式從總需求方面來解釋中國的總產出的變化。經驗觀察告訴我們，在中國向市場經濟過渡期間，本年名義貨幣量增加得越多，或者上一年貨幣流通速度下降得越大，本年的名義投資增加得越多。這一現象是很容易解釋的：其它條件不變，本年名義貨幣量增加得越多，或者上一年貨幣流通速度下降得越大，代表性企業本年手持的名義貨幣余額就越多，它就越會由于資金充裕而多投資。利用表2 的數據檢驗上述關系，就可回歸出決定名義投資增長率的關系式：
　　（11）　　gI[,mt]＝0.93·gM[,t]－1.41·gV[,t-1]
　　　　　　　　　(4.46)　　　　 (-1.90)
　　上述檢驗的調整后的R方為0.47。如果將公式（11 ）所表達的數量關系放到公式（9）中去考慮，就可以將公式（9）修改為依據名義投資對總需求的影響來從總需求方面解釋中國總產出變化的公式。 利用表2的數據檢驗這個修改后的公式可得：
　　（12） gY[,t]＝－0.40·gV[,t-2]＋0.06gI[,mt]＋0.32·gM[,t]
　　　　　　　　　 (-3.65)　　　　　(1.41)　　　 (5.53)
　　上述檢驗的調整后的R方為0.65。公式（12 ）同樣可以從總需求方面來解釋中國的總產出的變化，因而也可以把它看作是中國的總需求函數的替代物。
　　必須注意：式（10）和（12）的參數都是根據中國80年代至90年代初的統計資料回歸出來的。這期間中國對名義總需求的控制基本上是比較嚴格的。但是，宏觀經濟政策的任何變化都可能改變這些參數。因此，使用式（10）和（12）去預測中國的宏觀經濟動態可能不會有很高的精確度，用它去指導宏觀經濟政策更可能導出有害的政策。
　　盡管如此，上述統計回歸的結果還是表明，決定當年名義總需求增長速度的主要是當年和過去幾年名義貨幣供應量的增長率。當年的名義貨幣增長率越高，當年名義總需求的增長就越快，經濟增長速度就越高。而過去幾年的名義貨幣增長率則主要通過貨幣流通速度的變化發生影響：當年名義貨幣量的增長率越高，當年的貨幣流通速度就下降得越多；上一年和上兩年的貨幣流通速度下降得越多，本年的貨幣流通速度增加得越多。這些因素綜合在一起，使得一年前或兩年前的名義貨幣量增長得越快，相應年份的貨幣流通速度下降得就越多，而此后一年或兩年的貨幣流通速度會反過來增加得越多，并因此使此后這一年或兩年的名義總需求增長得越快、經濟增長率越高。所有這些結構性關系都說明，在中國向市場經濟過渡期間，短期內的經濟增長速度歸根結底還是受著名義貨幣供應量增長速度的制約，只不過這種名義貨幣供應量增長速度不僅包括當年名義貨幣供應量的增長速度，而且包括前兩年名義貨幣供應量的增長速度。
　　　　　　四、結論
　　筆者和其他一些人都曾經對統計數據進行過回歸分析，結果都不能證明80年代中國名義貨幣量的增長與當年的通貨膨脹有明顯的直接相關關系。盡管如此，這也不意味著80年代中國名義貨幣量的增長與通貨膨脹沒有重大的關系。實際上，80年代中國名義貨幣量的增長是通過刺激當年和以后幾年的經濟增長、再通過經濟增長與當年的通貨膨脹的關系而與當年的通貨膨脹發生關系的。本文所作的實證分析說明了，盡管統計上的回歸分析不能證明中國名義貨幣量的快速增長與當年的通貨膨脹有直接關系，但是名義貨幣量的高速增長會加快本年和以后幾年的經濟增長，而過高的經濟增長率會提高本年的通貨膨脹率，在以后幾年使通貨膨脹加速。
　　在中國的漸進式經濟改革的過程中，逐步放開物價、同時大力促進經濟增長的改革戰略防止了通貨膨脹與經濟衰退并發的災難。但是，這種經濟改革戰略并不能保證不發生通貨膨脹。在這種經濟改革戰略之下，靠過度增加名義貨幣供應量來追求達到不切實際的高速經濟增長是造成通貨膨脹的主要原因。在這種環境中，一兩年中過高的經濟增長速度在短期內會造成通貨膨脹率與經濟增長率一起上升的局面，并且造成較長時期中的通貨膨脹慣性。這種短期內過高的經濟增長速度歸根結底又是由過高的名義貨幣增長率引起的。政府膨脹名義貨幣供應量的做法確實能夠在3年左右的時期內加快經濟增長， 但它同時就會造成嚴重的通貨膨脹。而我們的總供給函數指明，通貨膨脹會嚴重妨礙以后幾年的經濟增長，它是有害于長期中的經濟增長的。
　　本文所述的各種宏觀經濟關系大部分都在筆者過去公開發表過的文章中公開論述過（左大培，1992，1994a，1996）。根據這些公式， 筆者曾經在1994年明確指出，當時的中國經濟已經過熱，必須實行緊縮，降低當年的名義總需求和實際總產出的增長率（左大培，1994a，1994b）。后來的事實證明了筆者當時的觀點是正確的。而且在中國，這些宏觀經濟關系有許多也是大家都知道的常識。盡管如此，在中國仍然有許多人熱衷于鼓吹通貨膨脹政策。筆者曾經毫不客氣地指出，這樣作的人是與那些從通貨膨脹中得到了大量好處的利益集團有緊密的關系的（左大培，1994b）。
　　筆者認為必須在這里強調，決不能把本文中所列出的總供給函數、總需求函數、通貨膨脹率決定函數的各個參數看作是固定不變的。它們能很好地解釋過去，但這并不意味著它們就能夠很好地預測和解釋未來。例如，有跡象表明，1995—1997 年中國的自然增長率提高到了10 —11％，這可能是由于國有企業改革和銀行制度改革硬化了國有企業的預算約束，改變了它們的經營機制。這大大有助于在這幾年中大幅度降低中國的通貨膨脹率而又保持了一個相當高的經濟增長率。
社會科學戰線長春34～46F62金融與保險左大培19981998作者單位：中國社會科學院經濟研究所 作者：社會科學戰線長春34～46F62金融與保險左大培19981998

網載 2013-09-10 21:29:43

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