费价格定基指数(以1978年为基年)计算得来的，记为INF。由于该指标在有些年份为负值，故不应该取对数。
    货币供给量增长率(MR)根据货币供给量M[,1]计算得到。由于货币供给量M[,1]现成的数据只有从1990年到2005年，为了取得1978年到1990年之间的数据并保持数据计算的一致性，本文采用易纲(2004)的方法，即货币供给量M[,1]=M[,0]+企事业单位的活期存款(其中M[,0]为年终流通中的现金)，并取对数记为LNMR。
    投资率增长率(INV)根据名义全社会固定资产投资总额计算得到，由于该指标在样本期间存在负值，所以不应取对数。
    1994年我国实行的分税制改革是财政分权改革过程当中重大的制度变革，本文用D1表示1994年财政改革的虚拟变量，1994年前取0，1994年后取1。由于分税制改革实质上加强了财政集权，所以我们预期D1的系数为负。
    进口的比重(IM)用进口的名义值比上名义国内生产总值，取对数后记为LNIM。当该指标越大，说明一国的开放度越高，其比较优势发挥的越充分，这样有利于本国通货膨胀水平的降低。因此，我们预期进口比重的系数为负。
    　　四、实证结果
    (一)单位根检验
    菲利浦(1986)指出当使用非平稳序列进行回归时，将会造成谬误回归，沃森(1989)证明了当变量存在单位根即非平稳时，传统的统计量如F值、DW值以及R平方会出现偏差。为防止谬误回归并保证回归结果的无偏性、有效性和最佳性，我们首先对指标INGDP、ININF、INFD、D进行平稳性分析。我们使用ADF方法进行单位根检验。结果见下表1。

注意：上述变量LNMR的一阶差分的ADF统计量为-2.80，大于5%临界值-3.02，即按照ADF检验其在5%的水平上不显著，其精确的P值为7%，因此其仅在10%水平上显著。我们使用PP检验后，LNMR的一阶差分的PP统计值为-11.95，而相应的5%临界值为-2.99，其精确的P值为0.00，高度显著。因此，结合ADF检验和PP检验，我们可以接受LNMR的一阶差分为平稳的。
    根据上表，可以看出以上所有变量的水平值都是在5%的显著性水平上不能拒绝有单位根的原假设，即所有变量的水平值都是非平稳序列。而所有变量的差分都是在5%的显著性水平上拒绝有单位根的原假设，即都是平稳序列。因此，我们可以得出：上述所有变量都具有单位根，且都是一阶单整序列。
    (二)协整检验
    通过ADF检验可知以上变量均为一阶单整，因此可对它们进行协整分析。恩格尔和格兰杰提出两步法估计协整向量，即首先用最小二乘法对向量进行协整回归，然后再把协整回归所得残差进行单位根检验。由EG两步法得到的协整参数估计量具有超一致性和强有效性，但在有限样本条件下，这种估计量是有偏差的。为了克服小样本条件下EG两步法的不足，约翰森(1988)提出了动态分布滞后模型(VAR)来估计模型的长期均衡关系，以得到一个有效的无偏估计。朱什利斯(1992)研究了单变量协整模型与多变量协整模型，结果显示：相对于单变量的协整模型，多变量协整模型的残差更小，解释力更强。本文用多变量约翰森协整检验对各变量的长期均衡关系进行分析。
    1.中国通货膨胀的表层决定因素。在检验财政分权对于通货膨胀的影响机制之前，我们先检验假说1，即中国通货膨胀的直接决定因素，我们对INF和LNMR、INV、LNIM、LNRGDP作协整检验，结果见表2。
    以上协整方程显示：货币供给增长率和投资增长率的系数均在1%的水平上显著，且其符号与预期相符。即在长期，货币供给增长率和投资增长率均与通货膨胀率呈正相关关系，它们是加剧中国的通货膨胀的直接原因，本文提出的假说一得到了证实。
    另外，两个控制变量进口比率和经济增长率的系数均在1%的显著性水平上异于0，且都与通货膨胀率负相关。其中，进口比率的符号与预期相符，说明随着进口比率的提高，我国变得越来越开放，从而比较优势发挥的越充分，有利于降低通货膨胀率。而经济增长率与通货膨胀率负相关是因为改革开放以来，随着中国市场化程度不断提高，国家对于经济调控的手段也在不断完善，从而对通货膨胀的控制能力越来越强。1995年，我国对银行体系进行了重大的改革，目标是建立间接调控为主的调控体系。以1995年为分界点，我们计算了1980-1994年间和1995-2005年间的通货膨胀率的平均值和标准差，结果是：1980-1994年间通货膨胀率的平均值和标准差分别是0.085和0.071，而1995-2005年间这两个指标分别是0.030和0.054，即1995年银行改革之后，通货膨胀率的平均水平和波动性分别比1995年之前降低了64.7%和23.4%。
    2.财政分权对通货膨胀的影响机制。根据假说2：中国的财政分权是通货膨胀的深层次的制度根源，是通过货币供给和投资率的增长间接作用于通货膨胀的。为了检验这个假说，我们分别用INV、LNMR对LNFD、LNRGDP、D1进行协整检验，检验方程见(2)式和(3)式，结果见下表3和表4。

根据表3、表4可知，INV、LNMR和LNFD、LNRGDP、D1之间在1%的显著性水平上存在着长期的协整关系，其协整方程为：

以上协整方程表明：财政分权确实与投资率、货币供给增长率在1%的显著性水平上呈正相关，即假说2得证。这说明中国改革以来的财政分权改革在给了地方政府发展地方经济的激励之后，地方政府的行为发生了极大的改变。地方政府为了追求GDP的增长，一方面通过各种优惠手段吸引国内和国外的资本，过低的要素价格造成了投资过度；另一方面，由于非国有经济表现出来的活力，地方政府为了经济增长，重点扶持非国有经济，而将维持国有经济生存的责任推给了中央政府。中央政府又由于财力的限制和对银行体系信贷控制力的下降，而不得不通过增发货币的方式来补贴国有经济。由此，中国改革以来的财政分权改革通过投资率、货币供给增长率的提高间接提升了通货膨胀。
    在(5)式的投资增长率方程中，经济增长率与投资增长率负相关，但是影响系数很小且不显著。这表明经济增长率对投资增长率的影响不大，这一点与西方的“引致投资”理论预期不太相符。对此的解释是：虽然中国的经济在不断增长，但是这种增长在很大程度上是依赖于投资的增长，而不是最终消费的增长。因为中国处于剧烈的市场化转型阶段，各种社会保障(医疗、教育、卫生等)不断的从国家全部承担转变为个人承担，对未来的不确定性导致了较高的储蓄率，从而降低了消费。事实上，中国的投资增长很大程度上依赖于地方政府给予的优惠政策。在(6)式的货币供给增长率方程中，经济增长率与货币供给增长率负相关，并且在统计上是显著的，这表明：随着中国经济的增长，宏观调控的手段变得越来越市场化和制度化，使货币供给更多的根据经济增长的情况进行微调以减少经济的波动。因此，经济增长率的提高有利于减缓货币供给的增长率。
    对于分税制改革的虚拟变量D1的系数，(5)、(6)式中都是负值，这与我们的预期相符。因为分税制改革实质上加强了财政集权。但是其系数都很小，且在统计上不显著，这可能是因为分税制后虽然中央加强了财政集权，但是各地方政府通过预算外和体制外的财政收支手段在一定程度上抵消了分税制的财政集权效应。
    3.中国式的财政分权对于通货膨胀总效应。在检验了通货膨胀的表面因素之后，我们现在来检验假说3。检验方程为(2)式，即检验INF和LNFD、LNRGDP、LNIM、D1的协整关系，结果见下表5。
    根据表5，我们可以得出：INF和LNFD、LNIM、LNRGDP、D1之间存在长期的均衡关系。其协整方程为：

 协整方程(7)式表明：中国改革以来的财政分权对于通货膨胀的总影响是正的，并且在1%的显著性水平上异于0。这就验证了本文的假说3，即中国的财政分权是产生通货膨胀的制度性根源。
    至于其余的三个控制变量，经济增长率与进口比率的系数均为负，与协整方程(5)的结果一致。只是在这里进口比率系数不显著。而分税

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