唐紹欣 劉陽

（1.山東大學(xué) 經(jīng)濟研究院 山東 濟南 ；2.山東大學(xué) 山東發(fā)展研究院，山東 濟南250100）

一、引言

貨幣政策的演進史以各種形式的危機和旨在克服危機的相應(yīng)政策調(diào)整以及或主動或被動的體制改革為其顯著特點。貨幣體系的危機往往有來自貨幣政策方面的原因，而終結(jié)這種危機又離不開適當?shù)呢泿耪哌x擇。貨幣政策的成敗不僅僅系于政策本身，還在更深層次上受制于一些基礎(chǔ)性的制度安排。Acemoglu（2002）認為制度是解釋經(jīng)濟波動、危機與增長的重要因素。糟糕的經(jīng)濟表現(xiàn)肇因于良好制度安排的缺失，基礎(chǔ)性制度安排的缺失又將反過來導(dǎo)致經(jīng)濟政策的失當。

通貨膨脹及其治理政策一直以來就是學(xué)者們關(guān)注的焦點。惡性通脹被認為是難得的經(jīng)濟“實驗”，它使得我們能夠詳細地考察導(dǎo)致和遏制通貨膨脹的種種因素［1］。二十世紀以來，許多國家都經(jīng)歷了嚴重的通貨膨脹。典型案例如一戰(zhàn)后的魏瑪?shù)聡?、二?zhàn)后的中國以及20世紀80年代的拉丁美洲諸國。這些惡性通脹往往以不穩(wěn)定的政治環(huán)境和不健全的財政體系為背景。有關(guān)惡性通脹的肇因有很多爭議，當貨幣供給有異常增加或貨幣大幅貶值，且與戰(zhàn)爭、經(jīng)濟蕭條及政治或社會動蕩聯(lián)系在一起時，惡性通脹便日益明顯。撇開惡性通貨膨脹的原因不談，其所具有的危害是人所共知的。它是最易為經(jīng)濟活動中的個人感知的貨幣體系危機，對民眾福利危害巨大，因而這樣顯著的危機最容易導(dǎo)致人們對貨幣政策當局乃至政府的不滿。

惡性通脹破壞性巨大，導(dǎo)致資源配置極度扭曲。如果不進行及時的改革，經(jīng)濟必將崩潰［2］。貨幣政策當局一般會采取改革措施，然而，意圖以不引起經(jīng)濟進一步動蕩為目的的改革措施往往是十分困難的，尤其是在政府財政赤字巨大且主要以赤字貨幣化為解決手段的情況下。自一戰(zhàn)以來直到20世紀末，可以發(fā)現(xiàn)接近70個試圖終結(jié)超級通脹的案例。有些改革取得了成功，而另一些采取了類似措施的改革努力卻以失敗告終［3］。

有兩個最為極端的超級通脹案例——一戰(zhàn)后的德國和二戰(zhàn)后的中國，貨幣政策當局都采取了發(fā)行新幣以替代舊幣，且以十分巨大的比例進行兌換的措施。令人困惑的是，兩個國家的幣制改革取得了一成一敗的結(jié)果，且對比十分鮮明。1923年10月以地產(chǎn)抵押銀行（Renten Bank）成立為標志，魏瑪?shù)聡趲胖聘母锖蟮?個月內(nèi)實現(xiàn)了物價穩(wěn)定；而二戰(zhàn)后的中國一直受到惡性通脹的困擾，自1948年8月國民政府宣布發(fā)行金圓券以1：300萬的比例兌換法幣開始的幣制改革在短短的3個月內(nèi)就宣告失敗，物價水平一潰千里，由此引發(fā)的經(jīng)濟崩潰與其他因素的綜合作用導(dǎo)致了政權(quán)的變更。

進一步觀察發(fā)現(xiàn)，在治理惡性通脹時，以新幣大比例兌換舊幣這一極端的幣制改革措施曾經(jīng)被不同歷史時期的國家所采用（例如中國漢代新朝王莽的刀幣改革、2009年末朝鮮的幣制改革等），然而改革的結(jié)果卻大相徑庭。舉例來說，新中國建國初期遏制惡性通脹的案例與國民政府末期的金圓券改革形成了鮮明的對比。

兩次遏止通脹的努力都采取了以新幣大比例兌換舊幣的方法，且經(jīng)濟的基本面并沒有太大的變化。更為重要的是，新中國建國初期的通脹形勢完全不比民國末期樂觀。自1949年10月15日開始，以上海、天津為先導(dǎo)，華中、西北跟進，首先是進口工業(yè)原料如五金、化工等價格節(jié)節(jié)上升，繼之以紗布、糧食價格大幅度跳升，推動整個物價猛漲，每天上漲10%到30%，人民幣幣值狂跌。以1949年7月物價為基礎(chǔ)，到12月10日，上海、天津、漢口、西安4大城市的物價平均上漲3.2倍，12月24日達到物價波動的最高點，為7月底的3～4倍。面對這樣劇烈的通貨膨脹形勢，以陳云為代表的財經(jīng)工作者力挽狂瀾，采取果斷措施，1950年3月至1952年12月，中國物價基本結(jié)束了抗日戰(zhàn)爭以來長期波動的局面，為經(jīng)濟的恢復(fù)及人民生活安定奠定了良好的基礎(chǔ)。但在1951年前，物價水平仍處于緩步上升之中，及至1952年物價才逐步趨向下降，進入全面穩(wěn)定階段。在完全接續(xù)的歷史時期，兩次治理通脹的努力取得了迥異的成果，這不能不令人深思。一個可能的解釋是，國民政府末期的幣制改革不僅面臨著戰(zhàn)爭環(huán)境的威脅，且有政權(quán)的變動為背景。而新中國建國初期的改革雖面臨著和國民政府末期相似的基本經(jīng)濟情況，改革期間卻沒有發(fā)生政黨輪替，也沒有全面性的戰(zhàn)爭威脅，這樣對比鮮明的案例選取或許更能說明政治穩(wěn)定對于幣制改革成功的意義。

試圖終結(jié)惡性通脹的幣制改革如此鮮明的成敗對比令人困惑。造成不同結(jié)果的原因是具體的經(jīng)濟政策本身還是人們預(yù)期因素的原因？制度環(huán)境是導(dǎo)致改革成敗的深層決定嗎？改革的客觀條件限制比如政治穩(wěn)定程度對改革成敗的影響幾何？本文試圖對上述問題進行梳理并提供可能的解讀。

二、文獻綜述

（一）關(guān)于惡性通脹及其作用機制和成因的討論

Cagan（1956）對惡性通脹的研究堪稱奠基性。他將惡性通脹定義為月度物價水平上漲超過50%的通貨膨脹［4］，這也是目前得到廣泛認同的對惡性通脹的定義。Cagan主要討論了兩個問題：（1）政府通過發(fā)行貨幣可以得到多少數(shù)量的財政收入；（2）惡性通脹的產(chǎn)生是否源于政府的赤字貨幣化以不斷征收鑄幣稅。

Barro （1970）［5］，Sargent 和 Wallace（1973）［6］，F(xiàn)renkel （1975，1976a，1976b，1977，1979）［7］，Sargent（1977），Abeletal（1979），Salemi（1979），Salemi和 Sargent（1979）等學(xué)者重新檢驗和擴展了Cagan模型。Sergeant和wallace（1973）的經(jīng)驗研究顯示，將貨幣創(chuàng)造作為通貨膨脹的外生變量是不適當?shù)?。相反，貨幣政策當局的貨幣?chuàng)造機制是惡性通貨膨脹直接的、系統(tǒng)性的誘因。

Cagan模型無法解釋德國惡性通脹中1923年8月-11月的特殊情況：在貨幣發(fā)行量最大，通脹率達到最大值的同時，現(xiàn)金余額持有量也達到了最大值。Cagan提出假說來解釋這一現(xiàn)象：關(guān)于幣制改革的傳言使人們相信物價將下跌，與目前價格水平下正常持有的現(xiàn)金余額相比，人們選擇持有更多的現(xiàn)金。Frenkel（1977）改進了Cagan貨幣需求函數(shù)，得出的結(jié)論仍然支持Cagan的結(jié)論。Flood和 garber（1985）［8］驗證了Cagan關(guān)于魏瑪?shù)聡浤┢?，人們預(yù)期到了幣制改革這一假說，這一預(yù)期能深刻影響人們對于通脹率相關(guān)變量的預(yù)測。

Lahaye（1985）［9］也試圖解釋為何德國惡性通脹最后幾個月貨幣需求量突然變得十分巨大的現(xiàn)象。Lahaye認為對改革的預(yù)期是惡性通脹最后幾個月貨幣需求不穩(wěn)定的原因。針對民國時期中國的惡性通脹，Tullock和Campbell（1954）認為逐漸惡化的戰(zhàn)爭形勢和預(yù)期中的幣制改革導(dǎo)致了物價飛漲。與學(xué)者們認為的惡性通脹期間貨幣會完全退出流通不同，中國的案例中人們?nèi)匀粚⒇泿抛鳛榱魍ㄊ侄?，對于通脹和幣制改革的預(yù)期在此過程中起到了與Cagan的論述完全相反的作用。這可能是由于國民政府面臨著逐漸惡化的政治環(huán)境的緣故。

Tang D P，Hu T W（1983）［11］則運用 Cagan模型進行了研究，認為惡性通脹期間公眾對物價波動率的預(yù)期是貨幣需求函數(shù)中最重要的變量。關(guān)于惡性通脹期間預(yù)期的現(xiàn)金余額基本等于實際量的假說能得到中國數(shù)據(jù)的支持。放棄銀本位是中國惡性通脹之源，戰(zhàn)爭期間不健全的財稅體制使得政府過度依賴赤字財政。Hu認為中國的惡性通脹并非自生的即并非獨立于貨幣供給。Badcock和 Makinen（1975）［12］重新檢驗了Hu的研究，指出了參數(shù)估計的異常情況——反應(yīng)指標的樣本值接近0.2，約為Cagan估計的最小值的一半，如此小的數(shù)值相對于名義現(xiàn)金余額的增長與猛烈的通脹形勢不一致。為避免錯誤設(shè)定貨幣需求函數(shù)和選擇不適當?shù)臉颖緮?shù)據(jù)來估計參數(shù)，外部信息需要被納入模型。1948年國民政府改革的失敗顯然伴隨著貨幣需求函數(shù)的改變，實際的反應(yīng)指標應(yīng)該是Hu估計值的3～4倍，中國的惡性通脹更接近于自生且與歐洲的案例相近。

（二）惡性通脹的治理及其影響因素

Sargent（1972）比較了四個典型的超級通脹案例（魏瑪?shù)聡?、一?zhàn)后的奧地利、一戰(zhàn)后的匈牙利、一戰(zhàn)后的波蘭），梳理了這四個國家采取的幣制改革措施，它們采取的成功終結(jié)惡性通脹的共同措施包括：（1）設(shè)立獨立的央行以防止政府透支；（2）改革財政體制以防止政府將其赤字轉(zhuǎn)嫁到私人部門，這被sagrent認為是最重要的措施。貨幣超發(fā)并非引發(fā)超級通脹的根本原因，貨幣政策背后的體制原因才是最為根本的因素。惡性通脹可以在人們通常認為的自我維持機制下更為迅速的終結(jié)且并非一定要付出巨大的代價。Ferguson（1996）研究了德國惡性通脹治理的約束條件，著眼于這次惡性通脹造成的長遠影響（包括導(dǎo)致納粹上臺），魏瑪?shù)聡舨扇「鼮閺娪驳氖侄位蛟S是更好的策略。

Bernholz和 Kugler（2009）［13］認為以往關(guān)于惡性通脹及幣制改革的研究并沒有很好地回答這樣的問題：對于最成功的幣制改革而言，哪些措施是必要的哪些又是補充性的。在Bernholz（2003）提供資料的基礎(chǔ)上，Bernholz和Kugler（2009）用有序概率選擇模型對34個惡性通脹樣本進行了研究。回歸結(jié)果顯示，獨立的央行體制和固定匯率制度對于幣制改革的成功至關(guān)重要。此外，與市場經(jīng)濟體制相比計劃經(jīng)濟體制使得幣制改革成功的難度加大。

Freytag（2004）［14］認為貨幣改革承諾的可信度是幣制改革成敗與否的重要決定因素。若公眾不相信貨幣政策當局的改革宣示，會導(dǎo)致動態(tài)不一致。因此貨幣改革的成敗與否并不取決于單純的貨幣政策選擇，還受制于其他因素。Freytag認為制度設(shè)定和經(jīng)濟管理秩序在幣制改革的成敗中扮演著重要角色。為估計幣制改革承諾的可信度對改革成敗的影響，F(xiàn)reytag定義了變量Cred＝MC＊EF，其中MC代表改革承諾，EF為經(jīng)濟自由度。Belsgar，F(xiàn)reytag，Keil and Schneider（2012）［15］給出了 MC的詳細賦值標準。MC反映的是法律承諾而非實際的貨幣體制，單純的改革承諾并非改革成功的充分條件，一些制度因素會影響承諾的可信度。這些制度因素可以用經(jīng)濟自由指數(shù)來度量。政治穩(wěn)定、財政穩(wěn)定和高的經(jīng)濟自由度可以穩(wěn)定公眾的預(yù)期。鑄幣稅（SEIGN）和外部約束（具體而言指是否處在布雷頓森林體系下）被作為控制變量引入模型。通過對29組橫截面數(shù)據(jù)的OLS估計發(fā)現(xiàn)，改革的事先可信度與事后的通脹率呈強負相關(guān)關(guān)系。改革的可信度和成功依賴于改革承諾和基本的制度因素。此外，經(jīng)驗研究顯示布雷頓森林體系崩潰之后的改革更容易失敗。

賀水金（2010）比較了魏瑪?shù)聡投?zhàn)后中國的幣制改革，認為政治環(huán)境、預(yù)算平衡、央行的獨立性等，是兩國幣制改革一成一敗的原因所在。

（三）政治環(huán)境與惡性通脹及其幣制改革

對政治穩(wěn)定程度與通脹率關(guān)系的關(guān)注源自最優(yōu)稅收理論。通常認為，具有完善的稅收體制和征稅能力的國家對于通脹稅的依賴水平較低，政府的最優(yōu)化策略是使得通脹稅的邊際成本與產(chǎn)出稅的邊際成本相等。一些學(xué)者以不同國家的征稅能力來解釋這一原因，而征稅能力取決于一國的發(fā)展階段和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，經(jīng)濟發(fā)展階段較低且農(nóng)業(yè)部門占比高的國家更依賴于鑄幣稅。然而 Edwards Tabellini（1991）［17］和 Cukierman（1992）［18］等人基于發(fā)展中國家的經(jīng)驗研究并不支持最優(yōu)稅收理論。

最優(yōu)稅收理論研究的不足引起了我們對于更基本的政治制度變量的興趣。Cukierman，et al（1992）因此運用引入了政治穩(wěn)定因素的模型來解釋稅收體制的均衡效率并用經(jīng)驗研究得出了較高的政治不穩(wěn)定程度導(dǎo)致對鑄幣稅的更大依賴的結(jié)論。政治和制度方面的變量因此被納入考慮。

Paldam（1987）［19］最早將政治穩(wěn)定因素納入考慮并考察其與通脹之間的關(guān)系，他以八個拉美國家的樣本研究了政治不穩(wěn)定程度與通脹率的關(guān)系。用通脹成本和責(zé)任假說（人們認為政府為其經(jīng)濟績效負責(zé)）解釋政治不穩(wěn)定和通脹的關(guān)系。若通脹高起，對于一個弱勢的、不穩(wěn)定的政府而言，抗拒調(diào)整政策的壓力更為困難。

政治環(huán)境的穩(wěn)定程度可能是比制度設(shè)定更為基礎(chǔ)的影響因素。Aisen和Veiga（2006）基于Beck（2001）提供的DPI（政治制度數(shù)據(jù)庫）數(shù)據(jù)，運用1960-1999年間100個樣本的面板數(shù)據(jù)研究了政治穩(wěn)定度和通脹率的關(guān)系。經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，高的政治不穩(wěn)定程度導(dǎo)致高的通脹率。這一結(jié)論在發(fā)展中國家更具有解釋力。此外，經(jīng)濟自由度和民主化程度也是通脹的重要影響因素。

綜合對現(xiàn)有文獻的考察，學(xué)者們對于惡性通脹及其治理政策即幣制改革的研究從單純的經(jīng)濟因素逐步擴展到了政治環(huán)境的影響。而從政治制度方面討論通貨膨脹的相對較少，尤其是對于戰(zhàn)爭和民主程度這兩個政治環(huán)境因素與惡性通脹關(guān)系的探討存在缺失。此外，如何度量政治制度是一個研究的難點，不同的度量標準會影響研究結(jié)果的可比性。

三、政治環(huán)境因素的度量

伯恩霍爾茲（2011）指出，通常人們認為政治穩(wěn)定的國家發(fā)生通脹的可能性較低，惡性通脹應(yīng)該僅限于動蕩的國家范圍內(nèi)。但事實表明1914年 以來，即使是發(fā)展穩(wěn)定的國家，物價水平較之19世紀亦有迅猛增長。如何引入變量衡量政治穩(wěn)定程度是研究幣制改革成敗的關(guān)鍵一步。

對政治環(huán)境度量指標的選擇最為典型的代表是以下兩例。Cukierman（1992）討論了政治不穩(wěn)定程度對鑄幣稅的影響，他以Probit model測度現(xiàn)任政府繼續(xù)執(zhí)政的可能性，以此作為衡量政治不穩(wěn)定程度的指標。Aisen和Veiga以政府危機和內(nèi)閣變動這兩個變量來衡量政治不穩(wěn)定程度。其中，政府危機用以衡量一年中威脅現(xiàn)政權(quán)穩(wěn)定的情況出現(xiàn)的次數(shù)，內(nèi)閣變動用以衡量一年中政府首腦變動及50%以上內(nèi)閣成員變動出現(xiàn)的次數(shù)。

僅以政府的穩(wěn)定性或者政府變動衡量政治環(huán)境的指標可能過于簡單，忽略了其他一些表現(xiàn)政治穩(wěn)定程度的因素。通常意義上，政黨輪替顯示了不穩(wěn)定的政治環(huán)境，政府無法維持其政策的延續(xù)性，預(yù)期到這一情況的政府又可能采取短視政策從而導(dǎo)致幣制改革的失敗。然而，若政黨輪替伴隨著要求變革以遏制惡性通脹的壓力，則惡性通脹期間的政黨輪替也可能會導(dǎo)致改革的成功。例如20世紀40年代末期，在惡性通脹及其他因素的綜合作用下國民黨敗離大陸。新中國建立后，惡性通脹的壓力猶在，新政府采取了一系列政策，其中就包括與國民政府類似的發(fā)行新幣大比例兌換舊幣的措施，最終在短時間內(nèi)遏止了通脹，幣制改革取得了成功。在這個案例中，政權(quán)的更迭反而成為幣制改革成功的原因之一。因此，不能簡單地將政黨輪替和戰(zhàn)爭作為一個統(tǒng)一的指標來衡量政治環(huán)境的穩(wěn)定程度并以此來分析其對幣制改革的影響。

此外，政府的頻繁變動或許代表著政治環(huán)境的不穩(wěn)定。但在集權(quán)體制下，政府變動的次數(shù)并不頻繁，似乎這并不能代表政治環(huán)境的穩(wěn)定。在民主體制下，政府變動的可能性大于專制體制下。

因此為避免模型設(shè)置的不當，需要引入代表民主程度的變量。民主程度對于通貨膨脹和貨幣政策的影響可能并不如看上去那么簡單。伯恩霍爾茲（2011）認為在民主政體中，執(zhí)政黨基于獲取并鞏固執(zhí)政地位和選民短視或無知的考慮，政府傾向于采取抬升通貨膨脹的政策，短期刺激經(jīng)濟的擴張性貨幣政策可以迅速促進經(jīng)濟狀況的好轉(zhuǎn)和增加就業(yè)。Boschen和Weise（2003）［］利用Probit模型，研究了19個OECD國家20世紀60年代到90年代期間發(fā)生通貨膨脹的原因，發(fā)現(xiàn)政府過度追求高經(jīng)濟增長和充分就業(yè)、政府換屆選舉是美國國內(nèi)出現(xiàn)通脹的重要原因。另一方面，在集權(quán)政體中，基于維護其政權(quán)和戰(zhàn)爭等方面的巨大開支、稅收體制不完善等方面的原因，通脹率也可能大幅提升。

上述兩個變量考察的是政府或者政體的特征，可以視為“內(nèi)在”的政治環(huán)境，以往的研究也主要著眼于這兩個方面。衡量一國政治環(huán)境尤其是考察其可能對幣制改革產(chǎn)生影響時，還需要關(guān)注“外在”的政治環(huán)境。

觀察發(fā)現(xiàn)，通貨膨脹尤其是惡性通脹即便不是由戰(zhàn)爭引起的也往往伴隨著戰(zhàn)爭的因素。在面臨戰(zhàn)爭局面時，政府往往維持巨大的財政赤字，并以戰(zhàn)爭為由而為其舉措的正當性加以辯護。經(jīng)濟史學(xué)家卡皮耶 （Capie）甚至認為，惡性通貨膨脹僅僅會伴隨戰(zhàn)爭或者革命之后而發(fā)生。這一觀點雖未得到廣泛認同和實證研究檢驗而顯得過于武斷，但是卻通常是真實的，這可以從樣本如德國、中國以及秘魯?shù)葒睦又械玫矫鞔_體現(xiàn)。而上文所述關(guān)于政治環(huán)境與惡性通脹的研究中，均未把戰(zhàn)爭因素納入考慮。

Hamilton（1977）［］認為稅收無法彌補的戰(zhàn)爭和革命損失是造成通貨膨脹的重要原因，這一點在工業(yè)化國家尤其明顯。Balderston（1989）認為一戰(zhàn)期間的戰(zhàn)時財政更多依靠借貸而非稅收是造成德國惡性通脹的原因。Thompson和Zuk（1982）［］研究發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)爭會放大物價上升的程度，這使得在不考慮戰(zhàn)爭引致的通貨膨脹的情況下，康德拉季耶夫長波無法識別。

通常，戰(zhàn)爭對通貨膨脹有正效應(yīng)。相應(yīng)的，對于幣制改革則具有負面影響。戰(zhàn)爭的這一作用可能來自兩個方面：（1）戰(zhàn)爭狀態(tài)使得政府運轉(zhuǎn)無法得到良好保證，正常的財政稅收體制無法運作，政府可能依賴發(fā)行貨幣以彌補戰(zhàn)爭造成的巨大赤字。戰(zhàn)爭的持續(xù)擴大了財政赤字，從而減弱了幣制改革的作用。（2）戰(zhàn)爭使得政治環(huán)境不穩(wěn)定，人們對于現(xiàn)存政權(quán)能否存續(xù)存在疑問，這樣的疑慮會改變?nèi)藗儗φ畮胖聘母镎呖尚哦鹊念A(yù)期。

Aisen和Veiga用以衡量政治不穩(wěn)定的指標中還包括經(jīng)濟自由指數(shù)（Index of Economic Freedom）。一方面由于只能獲得1970年以后的數(shù)據(jù)，且每組數(shù)據(jù)間隔5年；另一方面，高的經(jīng)濟自由指數(shù)意味著更小的政府規(guī)模、更強的法律體制、對私有財產(chǎn)的保護、更穩(wěn)定的貨幣。但是考慮到這一指數(shù)與民主程度（Polity Scale）的相關(guān)關(guān)系可能帶來的共線性，在度量政治環(huán)境的指標中排除了這一變量。

綜合以上分析，研究中應(yīng)以一組指標，即：政府/政權(quán)變動、民主程度、戰(zhàn)爭，從“內(nèi)部”和“外部”兩個角度度量政治環(huán)境。

四、政治環(huán)境、惡性通脹與幣制改革關(guān)系的實證研究

（一）模型選擇與說明

樣本數(shù)據(jù)基于Bernholz（2003，pp.189ff）收集到的數(shù)據(jù)，涵蓋了20世紀歷史上的惡性通脹案例（見表1）。

依據(jù)Bernholz和Kugler的方法，按照幣制改革后一年的月度平均通脹率將上述33個案例劃分為三組：改革后一年通脹率在25%以下的是最成功的改革，改革后一年通脹率在25%-99%之間的是效果稍次的改革，改革后一年通脹率超過99%的是最不成功的改革。

對目標變量進行分組使其成為離散數(shù)據(jù)，對于最成功的改革，被解釋變量y取2；對于失敗的改革，被解釋變量y取0；改革結(jié)果處于中間水平的，被解釋變量y取1。

離散的被解釋變量導(dǎo)致無法采用標準的回歸模型進行實證研究。分析離散選擇問題的理想估計方法是概率模型。用有序Probit模型處理多分類的離散數(shù)據(jù)是近年來應(yīng)用較廣的一種方法。

有序probit模型中估計的系數(shù)不能被解釋成對因變量的邊際影響，而只能從正負符號上判斷：如果為正，表明解釋變量越大，因變量取1的概率越大；反之，如果系數(shù)為負，表明相應(yīng)的概率將越小。

表1 20世紀的惡性通脹案例

數(shù)據(jù)來源：Bernholz（2003，pp.189ff）。

（二）變量與數(shù)據(jù)整理

為避免一些失敗的改革案例中巨大的通脹數(shù)字對回歸估計結(jié)果產(chǎn)生太大的影響，被解釋變量y根據(jù)幣制改革后一年的月度平均通脹率的分類以序數(shù)形式呈現(xiàn)：由于模型的響應(yīng)變量是離散的，而不是連續(xù)變量，模型的回歸系數(shù)是通過極大似然法得到的，因此，在對模型進行統(tǒng)計檢驗時，通常采取似然比檢驗和Wald檢驗。

關(guān)于被解釋變量，模型給出了一些定性的制度指標，通常理論上認為這些指標對于試圖遏止惡性通脹的幣制改革的成功來說是比較重要的。具體呈現(xiàn)如下。

表2 惡性通脹背景下幣制改革的制度特點

來源：根據(jù)Bernholz（2003）整理得出。注：蘇聯(lián)的惡性通脹發(fā)生在1922-1924年，計劃經(jīng)濟體制尚未建立。內(nèi)部承諾是指政府對國內(nèi)民眾的許諾；外部承諾是指政府對國際組織在借款、匯率改革等方面的承諾。

1.經(jīng)濟制度方面的指標

模型假設(shè)改革的成敗依賴于以下這些虛擬變量。

（1）國內(nèi)借貸和國外借貸（DCD、DCF）：兩個指標反映了旨在代替赤字財政的國內(nèi)和國外借款是否存在。

（2）央行獨立性（DCB）：中央銀行獨立性的內(nèi)涵是央行不受政治當局干預(yù)、獨立制定和執(zhí)行貨幣政策的程度。自上世紀80年代以來獨立性迅速地變成了構(gòu)建貨幣當局的廣泛準則（Posen，1995）［24］。

央行獨立性這一概念在這里被賦予了更寬泛的外延，它代表法律層面上政府不能從央行透支或僅能在有限額度內(nèi)透支。例如，1920-1923年的德國，法律保證了新成立的央行的獨立性；二戰(zhàn)后希臘與英國、美國的國際條約保證了希臘央行的獨立性。與此相反，1947-1949年的中國，聲稱自身獨立性的央行實際上受到政府部門的直接控制。

需要注意的是，關(guān)于央行獨立性與通脹水平的關(guān)系存在一些爭論。一些研究發(fā)現(xiàn)，20世紀90年代以來，發(fā)達國家通脹率的降低與央行獨立性的提升顯著負相關(guān)。比如，Sturm和de Haan（2001）［25］將通貨膨脹對獨立性指數(shù)進行雙變量回歸時，獨立性指數(shù)的系數(shù)在5%或1%的顯著性水平是負的；但是，一旦同時加入經(jīng)濟開放度、政治不穩(wěn)定性、匯率制度、政府債務(wù)、人均GDP等解釋變量進行多元回歸，獨立性指數(shù)的系數(shù)就不能通過顯著性檢驗了。何運信（2011）［26］進一步分析了司法獨立性、政治制度特征、金融基礎(chǔ)結(jié)構(gòu)和社會文化環(huán)境等 因素對央行法定獨立性反通脹效應(yīng)的制約作用。經(jīng)驗研究顯示，一些發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)型國家法定央行獨立性的反通脹效應(yīng)不顯著。央行獨立性對于幣制改革的影響也會受到政治環(huán)境因素的左右，這就是對央行獨立性的授權(quán)本身是否可能被取消的問題。

（3）赤字財政（DB）：這一指標衡量央行是否給予政府有限的信用額度。若央行獨立性和固定匯率體制是真實可信的，政府自然無法隨意從央行透支以維持其赤字財政。

（4）是否采取固定匯率（DFIX）：與央行獨立性指標一樣，固定匯率的引入也可以測度真正的幣制改革是否開始。例如，1920年，奧地利和匈牙利依照法律規(guī)定采取了固定匯率制，這一制度的可信度隨著金本位制度被引入并維持到大蕭條而增加。德國和波蘭都在1920年以法律形式規(guī)定了固定匯率制度并回歸了金本位制度。需要注意的是，1920年的蘇聯(lián)和二戰(zhàn)后的匈牙利雖然都采納了固定匯率制度，但由于對外貿(mào)易和貨幣兌換基本被政府控制，固定匯率制度的可信度值得懷疑。其他一些案例如1947-1949年的中國，政府雖聲稱采取固定匯率制，但戰(zhàn)爭因素使得這一宣示無法取信于人。

（5）經(jīng)濟體制（DS）：這一指標衡量樣本中的經(jīng)濟體采取的是計劃經(jīng)濟體制還是市場經(jīng)濟體制。這一變量被納入考慮的原因是，在兩種不同的經(jīng)濟體制下，控制通貨膨脹的許多特點是不同的。比如，計劃經(jīng)濟體制下，幣制改革初期存在著貨幣懸垂（monetary overhang）現(xiàn)象，即因商品供應(yīng)有限而發(fā)生的閑置貨幣余額的積累；計劃經(jīng)濟體制下，政府面臨惡性通脹往往會將價格水平固定于市場均衡水平之下。隨著幣制改革的開始，上述措施往往會被廢棄，價格水平會持續(xù)上漲。此外，計劃經(jīng)濟國家缺乏完善的稅收體制，政府更傾向于直接從國有企業(yè)獲得財政來源，而完善稅收體制又需要足夠的時間。這些都使得政府慣于發(fā)行貨幣以彌補財政赤字。這樣的機制反過來會作用于人們的通脹預(yù)期，進而加劇了貨幣的波動和改革失敗的可能性（Bernholz，1992）。

為了討論決定幣制改革成敗的更為深層次的原因，盡管考慮到諸多案例中幣制改革的失敗有貨幣超發(fā)和財政赤字方面的原因，我們在模型設(shè)定中排除了貨幣供給量的增長和財政赤字方面的變量。

2.政治環(huán)境方面的指標

綜合以上衡量政治環(huán)境的指標，以一組變量來衡量政治不穩(wěn)定和政治制度特點。

（1）政府/政權(quán)變動（Government Changes，GC）：這一變量的數(shù)據(jù)來源是CNTS數(shù)據(jù)庫，包含兩部分——政府危機（Government Crises）和內(nèi)閣變動（Cabinet Changes）。其中政府危機記錄了一年中出現(xiàn)會使得現(xiàn)政權(quán)倒臺的威脅的次數(shù)，這些威脅不包括旨在推翻現(xiàn)任政府的叛亂在內(nèi)。內(nèi)閣變動記錄了一年中政府首腦發(fā)生變化以及50%以上的內(nèi)閣成員發(fā)生變化的情況出現(xiàn)的次數(shù)。解釋變量GC取政府危機與內(nèi)閣變動的和。該指標具有較易觀察和明確的特點。

（2）民主程度（Polity Scale，PS）：這一變量的數(shù)據(jù)來源為Polity IV數(shù)據(jù)庫，數(shù)值取由-10到10的整數(shù)，-10代表完全專制，10代表完全民主。

（3）War：這一變量記錄了惡性通貨膨脹期間戰(zhàn)爭發(fā)生的次數(shù)。對于跨年度的樣本，取戰(zhàn)爭次數(shù)的平均值。數(shù)據(jù)來源：《劍橋世界戰(zhàn)爭史》（2001），List of Wars（http：//en.wikipedia.org/wiki/Category：Lists_of_wars_by_date）。

表3列出了所有變量的簡要說明及解釋變量對被解釋變量影響的預(yù)測。根據(jù)以上討論，主要從政治環(huán)境（包括政府變動、戰(zhàn)爭、民主程度）、央行獨立性、經(jīng)濟體制等方面提出假設(shè)。

假設(shè)1政府/政權(quán)變動發(fā)生次數(shù)的增加使得幣制改革成功的概率降低；惡性通脹期間戰(zhàn)爭的發(fā)生會使得幣制改革成功的概率降低；不同國家?guī)胖聘母锍晒Φ母怕孰S著民主程度的提高而上升。

假設(shè)2央行具有獨立性會提升幣制改革成功的概率

假設(shè)3計劃經(jīng)濟體制下的幣制改革失敗的概率會增加，而市場經(jīng)濟國家則相反。

表3 變量選取的說明

3.模型估計與檢驗

依據(jù)上文對各變量的設(shè)定，本文針對33個惡性通脹案例設(shè)置如下形式的有序probit模型

回歸結(jié)果見表4。

表4 模型估計結(jié)果

注：＊、＊＊、＊＊＊分別代表10%、5%、1%的顯著性水平括號中是z統(tǒng)計值的絕對量。

4.估計結(jié)果的解釋

計量結(jié)果給出了有序probit模型系數(shù)的估計值，為了保證參數(shù)的可識別性，stata對參數(shù)進行了標準化，因此不包含常數(shù)項。模型1包含了前面定義的所有變量，回歸結(jié)果顯示，對數(shù)似然比統(tǒng)計量為-15.854，LR統(tǒng)計量為39.57，對數(shù)似然比檢驗的顯著性水平為0.000，說明模型總體擬合效果較好。回歸結(jié)果還給出了兩個分界點cut1、cut2。當y估計值y＊≤0.453（cut1）時，y＝0；當0.453≤y＊≤2.632時，y＝1；當2.632＜y＊時，y＝2。

War，PS，DCB，DS四個解釋變量的系數(shù)估計值在10%的置信度下通過了顯著性檢驗，提出的假設(shè)2和假設(shè)3得到了驗證，即：央行具有獨立性會提升幣制改革成功的概率，計劃經(jīng)濟體制下的幣制改革失敗的概率會增加，而市場經(jīng)濟國家則相反。關(guān)于戰(zhàn)爭對幣制改革成功具有負作用，民主程度的提升對其具有正向作用的假設(shè)也得到了驗證。但是對于GC（政府/政權(quán)變動）作用的假設(shè)并沒有得到經(jīng)驗研究的驗證。

根據(jù)理論分析可知，在有序Probit模型中，若解釋變量回歸系數(shù)為正，該變量值的增加將使通脹率降低到25%以下，即幣制改革成功的概率提高，而使幣制改革失敗的概率下降；若系數(shù)為負，則反之。

上述四個比較顯著的變量中，民主程度對幣制改革成功的概率具有顯著正向影響。民主程度越高，幣制改革成功的概率越大。在其他變量取均值時，民主程度每增加一個單位，幣制改革成功的概率就提高0.135個單位。央行獨立性指標具有同樣的意義，央行獨立性每增加一個單位，幣制改革成功的概率就提高1.382個單位。

而戰(zhàn)爭和計劃經(jīng)濟體制則對幣制改革具有相反的作用。這在一定程度上驗證了我們在變量設(shè)定時的預(yù)期，這一結(jié)果也與慣常的認識相符。其中民主程度和經(jīng)濟體制代表了一國基礎(chǔ)性的制度環(huán)境。在加入代表政治環(huán)境的變量之后，經(jīng)濟體制（DS）在1%的顯著性統(tǒng)計水平下仍然是顯著的，這反映了經(jīng)濟體制對幣制改革成敗的影響是十分重要的，證明了我們提出的市場經(jīng)濟體制國家治理惡性通脹更易成功的想法。而計劃經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌國家的幣制改革幾乎沒有成功的案例。

以往的研究發(fā)現(xiàn)政府的國內(nèi)外借貸（DCD、DCF）對幣制改革沒有顯著性影響，這可能是由于在政府舉債的情況下，人們懷疑其是否能采取可持續(xù)的方式解決惡性通脹問題。我們的討論發(fā)現(xiàn)，在考慮了政治因素的情況下，這兩個變量仍然是不顯著的。

特別關(guān)注衡量政府變動的指標GC的回歸結(jié)果，在模型1中，該變量回歸系數(shù)為正且其P值為0.678，即使是在10%的顯著性水平下，該系數(shù)也是不顯著的，根據(jù)我們所選取的樣本，在惡性通脹背景下，政府變動次數(shù)與幣制改革成敗與否在統(tǒng)計上是不相關(guān)的。為什么會存在著理論與經(jīng)驗研究之間的差異呢？主要應(yīng)該從以下兩個方面進行解釋：首先，理論分析與回歸結(jié)果的差異主要來自于樣本的選取。我們的研究是針對20世紀以來的惡性通脹案例，在惡性通脹背景下，經(jīng)濟活動受到毀滅性打擊，政府已經(jīng)失去了信譽。與一些更根本的制度比如民主制度和經(jīng)濟體制相比，政府變動與否與變動次數(shù)的多少已經(jīng)不會對幣制改革的成敗起到?jīng)Q定性的作用。另一方面，政府變動次數(shù)與幣制改革成敗的關(guān)系不顯著并不能簡單說明我們關(guān)于政治不穩(wěn)定程度會加大幣制改革失敗的預(yù)想。正如我們在變量設(shè)定中討論的，能否用GC這一指標恰當?shù)睾饬空尾环€(wěn)定程度是存在疑問的。

解釋變量PS、War、DCB、DS對被解釋變量均具有顯著性作用。觀察發(fā)現(xiàn)，這幾個變量包含了一國經(jīng)濟、政治體制的基本特點，是一些基礎(chǔ)性的制度變量。

最終檢驗結(jié)論為，惡性通脹背景下的幣制改革能否成功與該國或該地區(qū)在惡性通脹期間的民主程度、是否發(fā)生戰(zhàn)爭、央行是否獨立以及經(jīng)濟體制等有著密切的關(guān)系，與政府變動、政府是否有內(nèi)外借款、央行是否限制政府透支、是否采取固定匯率等關(guān)聯(lián)性不強。在惡性通脹背景下，相較于短期性的、易變的指標，基礎(chǔ)性的制度設(shè)置對于幣制改革的成敗具有十分重要的影響。

五、政策建議

（1）強化中央銀行的獨立性，增加貨幣政策決策的科學(xué)性。通過加強中央銀行的獨立性來提高貨幣政策決策的科學(xué)性和有效性是80年代以來國際經(jīng)濟學(xué)界熱烈討論的問題。由國際貨幣基金組織和世界銀行等機構(gòu)牽頭的研究表明，那些較多地實行中央銀行獨立性的國家中，通貨膨脹一般能抑制在較低的水平上?？梢钥闯?，中央銀行獨立性較高的國家傾向于有著較低的通貨膨脹率。我們的實證研究也發(fā)現(xiàn)，即使在惡性通脹背景下，央行獨立性也是十分重要的制度設(shè)定。

1995年頒布的《中國人民銀行法》賦予了中國人民銀行較完整的中央銀行的職能和地位，通貨膨脹率自那時以來在中國逐步回落。在發(fā)達國家和發(fā)展中國家提高中央銀行的獨立性也許有著不盡相同的理由，前者可能更多是為防止黨派政治對貨幣政策的干預(yù)，避免“政治周期”，后者則可能更多是為防止其它政府部門對貨幣政策的干預(yù)，增強政策效力。然而，提高中央銀行獨立性在兩類國家中都有共同的積極作用：貨幣當局得以專注于運用科學(xué)的監(jiān)測手段和調(diào)控方法來對經(jīng)濟實行優(yōu)化微調(diào)，一方面防治通貨膨脹，另一方面避免物價、利率、匯率等指標的大起大落?？傊醒脬y行獲得更多獨立性后，政府宏觀經(jīng)濟政策的透明度和可信度都會提高，對于在惡性通脹背景下穩(wěn)定民眾預(yù)期有不可忽視的作用。

（2）完善市場經(jīng)濟體制。20世紀以來人類的“經(jīng)濟實驗”表明，市場經(jīng)濟體制是并不完美卻是最為可靠的資源配置方式。計劃經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌國家違背經(jīng)濟規(guī)律的、強制性貨幣政策對于治理惡性通脹并無幫助。社會主義市場經(jīng)濟體制的建立對于預(yù)防惡性通脹的發(fā)生具有積極作用，我們還需要進一步完善市場經(jīng)濟體制，高度重視宏觀經(jīng)濟政策的配套措施，改善微觀經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，優(yōu)化國際經(jīng)濟環(huán)境。

（3）完善民主體制，提高民主程度。鑒于政府對于通貨膨脹的偏愛，只有當政府（掌權(quán)者）的“手腳”被適當?shù)呢泿朋w制束縛時，最終才可能遏制通貨膨脹。在民主程度不高的國家，缺少了對權(quán)力的制約，貨幣政策的出發(fā)點是統(tǒng)治者的利益，這樣的體制對遏制通貨膨脹具有負效應(yīng)。政策制定者應(yīng)該意識到，遏制通貨膨脹的力量除了產(chǎn)生于政府指定的各種具體的經(jīng)濟措施外，更為重要的力量在于深化改革，鞏固消除通貨膨脹的內(nèi)在體制和機制基礎(chǔ)。

不斷構(gòu)建并完善有活力的政治制度有助于物價的長期穩(wěn)定。若沒有對財政體制和政治體制進行深層次的民主化改革，穩(wěn)定物價的措施時效性會大打折扣。本文研究表明，即使在惡性通脹這種極端情況下，基礎(chǔ)性的制度設(shè)置也發(fā)揮著重要作用，減少政治不穩(wěn)定因素、增強民主程度無疑將降低通脹率。

［1］Acemoglu D，Ventura J.The World Income Distribution［J］.The Quarterly Journal of Economics，2002，117（2）：659-694.

［2］Paldam M.Inflation and Political Instability in Eight Latin American Countries 1946-83［J］.Public Choice，1987，52（2）：143-168.

［3］Flood R P，Garber P M.An Economic Theory of Monetary Reform［J］.The Journal of Political Economy，1980，88（1）：24-58.

［4］Posen A S.Declarations are not Enough：Financial Sector Sources of Central Bank Independence［J］.NBER Macroeconomics Annual，1995，10：253-274.

［5］Sargent T J.The Ends of Four Big Inflations［M］.Inflation：Causes and Effects.University of Chicago Press，1982：41-98.

［6］Chou S H.The Chinese Inflation，1937-1949［M］.New York：Columbia University Press，1963.

［7］Freytag A.The Credibility of Monetary Reform-New Evidence［J］.Public Choice，2005，124（3-4）：391-409.

［8］Phylaktis K，Taylor M P.Money Demand，the Cagan Model and the Inflation Tax：Some Latin American Evidence［J］.The Review of Economics and Statistics，1993，75（1）：32-37.

［9］Petrovi P，Vujoevi Z.The Monetary Dynamics in the Yugoslav Hyperinflation of 1991-1993：The Cagan Money Demand［J］.European Journal of Political E-conomy，1996，12（3）：467-483.

［10］LaHaye L.Inflation and Currency Reform［J］.The Journal of Political Economy，1985，93（3）：537-560.

［11］Sargent T J，Wallace N.The Stability of Models of Money and Growth with Perfect Foresight［J］.Econometrica，1973，41（6）：1043-1048.

［12］Barro R J.Inflation，the Payments Period，and the Demand for Money［J］.The Journal of Political E-conomy，1970，78（6）：1228-1263.

［13］Frenkel J A.Inflation and the Formation of Expectations［J］.Journal of Monetary Economics，1976，1（4）：403-421.

［14］Campbell C D，Tullock G C.Hyperinflation in China，1937-49［J］.The Journal of Political Economy，1954，62：236-245.

［15］Babcock J M，Makinen G E.The Chinese Hyperinflation Reexamined［J］.The Journal of Political E-conomy，1975，83（6）：1259-1267.

［16］Tang D P，Hu T W.Money，Prices，and Causality：The Chinese Hyperinflation，1945-1949［J］.Journal of Macroeconomics，1983，5（4）：503-510.

［17］Freytag A.The Credibility of Monetary Reform –New Evidence［J］.Public Choice，2005，124（3-4）：391-409.

［18］Freytag A，Schneider F G.Monetary Commitment，Institutional Constraints and Inflation：Empirical Evidence for OECD Countries since the 1970s［R］.CESifo Working Paper，2007.

［19］Bernholz P，Kugler P.The Success of Currency Reforms to End Great Inflations：An Empirical A-nalysis of 34High Inflations［J］.German Economic Review，2009，10（2）：165-175.

［20］Ferguson N.Constraints and Room for Manoeuvre in the German Inflation of the early 1920s［J］.The Economic History Review，1996，49（4）：635-666.

［21］Aisen A，Veiga F J.Does Political Instability Lead to Higher Inflation？A Panel Data Analysis［J］.Journal of Money，Credit ＆ Banking，2006，38（5）：1379-1389.

［22］Edwards S，Tabellini G.Political Instability，Political Weakness and Inflation：An Empirical Analysis［R］.National Bureau of Economic Research，1991：3721.

［23］Cukierman A，Edwards S，Tabellini G.Seigniorage and Political Instability［R］.National Bureau of E-conomic Research，1989：3199.

［24］Boschen J F，Weise C L.What Starts Inflation：Evidence from the OECD Countries［J］.Journal of Money，Credit，and Banking，2003，35（3）：323-349.

［25］Thompson W R，Zuk L G.War，Inflation，and the Kondratieff Long Wave［J］.Journal of Conflict Resolution，1982，26（4）：621-644.

［26］Hamilton E J.The Role of War in Modern Inflation［J］.The Journal of Economic History，1977，37（1）：13-19.

［27］Greene W H.FIML Estimation of Sample Selection Models for Count Data［R］.New York University，Leonard N.Stern School of Business，1997.

［28］Van Oosterom E J，Jayachandran R，Bidinger F R.Diallel Analysis of the Stay-Green Trait and Its Components in Sorghum［J］.Crop Science，1996，36（3）：549-555.

［29］Posen A S.Declarations are not Enough：Financial Sector Sources of Central Bank Independence［J］.NBER Macroeconomics Annual，1995，10 ：253-274.

［30］Sturm J E，De Haan J.Inflation in Developing Countries：Does Central Bank Independence Matter？ ［R ］.CESifo Working Paper Series，2001：511.

［31］McCallum B T.Two Fallacies Concerning Central Bank Independence［R］.National Bureau of Economic Research，1995：5075.

［32］賀水金.德、中幣制改革——“新馬克奇跡”與金圓券改革失敗之比較研究［J］，上海經(jīng)濟研究，2019（9）：113-124.

［33］彼得，吳樂樂，苗連營.政治經(jīng)濟體制與長期通貨膨脹［J］.學(xué)習(xí)論壇，2011（7）：71-76.

［34］陳利平.貨幣理論［M］.北京：北京大學(xué)出版社，2003.

［35］何運信.法定央行獨立性的反通脹效應(yīng)及其影響因素——基于現(xiàn)有研究文獻的分析［J］.財經(jīng)論叢，2011（1）：48-54.