唐雪蓮，建克成

（1.安慶師范學院 團委，安徽 安慶 246000；2.安徽財經(jīng)大學 財政與公共管理學院，安徽 蚌埠 233030）

一、引 言

促進經(jīng)濟增長與維持物價穩(wěn)定是世界各國政府追求的兩大目標。經(jīng)濟增速趨緩與高通脹相伴是我國政府今后一段時間可能需要面對且又亟待解決的難題之一。在此背景之下，本文通過全面考察通貨膨脹與我國經(jīng)濟增長間是否存在非線性關系，試圖揭示二者之間的動態(tài)變化特征具有非常重要的理論與現(xiàn)實意義。

已有文獻從不同的作用機制詮釋了通貨膨脹如何扭曲或加強經(jīng)濟增長。Tobin（1965）[1]最先從理論層面研究通貨膨脹與經(jīng)濟增長的之間關系，認為通貨膨脹有利于產(chǎn)出增長，因為通貨膨脹低于市場利率以及投資的機會成本，進而可以增加資本勞動比與產(chǎn)出。Stockman（1981）[2]指出可能存在一個與之相反的托賓效應，即一旦事先假定資本積累存在現(xiàn)金約束與通貨膨脹增加貨幣持有成本，通貨膨脹率的上升就會引起資本存量減少進而阻礙經(jīng)濟增長。Barro（1991）[3]和Fischer（1993）[4]認為通貨膨脹的發(fā)生通過模糊市場的相對價格信號會降低資源配置效率并阻礙金融市場的深化，即通貨膨脹對經(jīng)濟增長具有負效應。最近國外學者針對通貨膨脹與經(jīng)濟增長之間的研究主要有兩大變化趨勢：一是關注的焦點從產(chǎn)出水平轉變?yōu)楫a(chǎn)出增長率；二是從應用索洛模型轉變?yōu)閮?nèi)生經(jīng)濟增長模型。然而遺憾的是，無論是采用物質(zhì)資本模型抑或人力資本模型，還是同時包括物質(zhì)資本與人力資本的內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，研究的結論具有極大的不一致性。一方面，Chari et al.（1996）[5]和Dot?sey and Sartre（2000）[6]認為通貨膨脹與長期經(jīng)濟增長之間不存在顯著關系。另一方面，Haslag（1998）[7]和Gillman and Kejak（2004）[8]發(fā)現(xiàn)通貨膨脹存在顯著的負產(chǎn)出效應。Gill?man and Kejak（2005）[9]通過提出一個新的嵌套模型發(fā)現(xiàn)，在物質(zhì)模型中，通貨膨脹通過物質(zhì)資本稅收發(fā)揮作用，即意味著負的托賓效應；反之在人力資本模型，通貨膨脹通過人力資本稅收起作用，即代表正的托賓效應。在人力資本與物質(zhì)資本聯(lián)合模型中，通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響究竟更多是通過人力資本稅收抑或物質(zhì)資本稅收發(fā)揮作用，而這在很大程度上取決于一國經(jīng)濟運行的外部環(huán)境及其經(jīng)濟體制。

鑒于理論界針對通貨膨脹與經(jīng)濟增長之間關系的分歧，Vaona（2011）[10]認為通貨膨脹的不同作用機制發(fā)生疊加或相互抵消，從而可能就某一范圍的通貨膨脹變化呈現(xiàn)出更有經(jīng)濟意義的產(chǎn)出效應，即通貨膨脹與經(jīng)濟增長之間的關系很可能有通貨膨脹的門限效應。然而通過建立一個考慮價格粘性與學習效應的新凱恩斯模型證明，工作時間的跨期替代彈性是通貨膨脹對經(jīng)濟增長產(chǎn)生門限效應的決定因素。當跨期替代彈性為零時，通貨膨脹的產(chǎn)出效應較小且為正；當跨期替代彈性大于零時，通貨膨脹對經(jīng)濟增長有相對較大且為負的托賓效應。Kremer et al.（2013）[11]通過建立一個動態(tài)門限回歸模型，利用124個國家1955-2004年期間的跨國面板數(shù)據(jù)實證估計通貨膨脹對長期經(jīng)濟增長的門限效應發(fā)現(xiàn)，通貨膨脹率超過17%時有更低經(jīng)濟增長率；反之，通貨膨脹低于17%時對經(jīng)濟增長的影響不顯著。

國內(nèi)學者圍繞通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響也展開了深入研究，其結論同樣存在非一致性。劉金全和謝衛(wèi)東（2003）[12]發(fā)現(xiàn)通貨膨脹與產(chǎn)出之間存在顯著的正相關性，適度的通脹有助于促進經(jīng)濟的增長。劉霖和靳云匯（2005）[13]采用協(xié)整和向量自回歸方法研究發(fā)現(xiàn)，通貨膨脹對經(jīng)濟增長的短期作用不明確，而長期通貨膨脹則會阻礙經(jīng)濟增長。左大培（2008）[14]基于附加預期的菲利普斯曲線建立中國通貨膨脹與經(jīng)濟增長的總供給模型發(fā)現(xiàn)，較高的通貨膨脹率雖然會提高當年的產(chǎn)出，但會減少下一年的產(chǎn)出。王雙正（2009）[15]基于VAR模型的研究發(fā)現(xiàn)適度通脹有助于經(jīng)濟增長，但通脹過高就將對經(jīng)濟產(chǎn)生負面影響。

由于從理論與實證研究兩個層面，我國通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響均難以確定。因此，國內(nèi)學者開始嘗試從非線性效應視角分析我國通貨膨脹的產(chǎn)出效應?？讝|民（2007）[16]使用時間序列的門檻回歸模型發(fā)現(xiàn)，無論位于門檻上下，通貨膨脹與產(chǎn)出之間只存在反向關系，即通貨膨脹不利于經(jīng)濟增長。吳吉林、張二華（2012）[17]利用平滑轉換模型發(fā)現(xiàn)我國通脹率對經(jīng)濟增長存在非線性門檻效應，在較低通貨膨脹率時促進經(jīng)濟增長，然而伴隨通貨膨脹率的上升，雖然當年通貨膨脹對經(jīng)濟具有一定的促進作用，但上年的通貨膨脹率對經(jīng)濟增長開始呈現(xiàn)較大的負向作用，兩者間表現(xiàn)為左高右低非對稱的“U”形。與已有研究相比，本文的創(chuàng)新在于，本文在Hansen（1999）[18]研究的基礎上，通過采用Arellano and Bover（1995）[19]建議的利用向前正交離差方法消除面板門限回歸模型中的個體固定效應，這不僅可以保持實證估計結果的一致性，還可以克服國內(nèi)學者采用時間序列數(shù)據(jù)分析時樣本容量偏小問題，從而能更好地反映通貨膨脹與經(jīng)濟增長之間關系在不同通貨膨脹率區(qū)間的動態(tài)變化。也正因如此，本文的研究結論可以為政府調(diào)控通貨膨脹提供更加可靠、靈活及有針對性的決策參考和實際依據(jù)。

二、面板門限回歸模型簡介與實證估計方法

（一）面板門限回歸模型簡介

本文采用面板門限回歸模型進行實證研究，其實質(zhì)是為了某一變量（缺少內(nèi)容），例如捕捉通貨膨脹率，可能發(fā)生跳躍的臨界點。具體而言是通過選擇某一觀測值作為門限變量，然后按照最優(yōu)門限值將回歸模型區(qū)分為兩個或兩個以上的區(qū)間，且各個區(qū)間由不同的回歸方程表示，繼而在各自回歸之后比較回歸系數(shù)的異同。本文借鑒了Hansen（1999）建立面板門限回歸模型的思路，該方法是以“殘差平方和最小化”為原則確定最優(yōu)門限值，同時檢驗門限值的顯著性，從而保證門限值的可靠性。鑒于在我們的實證研究中，主要是分析通貨膨脹這一門限變量在通貨膨脹與經(jīng)濟增長(yit=dgdpit)之間關系中的作用。因此，本文考慮以下形式的面板門限回歸模型：

其中，i=1,…,N代表地區(qū)，t=1,…,T代表時間，ui為觀測的特定個體固定效應，εit為隨機誤差項，且滿足E(εit)=0，E(uiεit)=0 ，E(εitεis)=0(?i,t,s,t≠s)，I(·)代表指示性函數(shù)，qit是門限變量，γ是門限值。

（二）面板門限回歸模型的估計方法

（1）消除固定效應。為了消除個體固定效應ui的影響，且又不違背Hansen（1999）關于隨機誤差項的假定，本文的第一步是對ui進行變形轉換。鑒于Hansen（1999）采用組內(nèi)平均誤差方法會因轉換后的誤差可能存在時期相關導致不一致的估計結果，因此，本文考慮Arellano and Bover（1995）[19]建議的向前正交離差方法消除個體固定效應。向前正交離差轉換的最大優(yōu)點就是可以避免轉換后的隨機誤差項的時期相關，即用隨機誤差項的當期值減去其所有可得的以后時期觀測值的均值。因此對誤差項而言，向前正交離差轉換可由以下給出：

因此，向前正交離差轉換可以保持隨機誤差的不相關等等。另外，由可以推導出

（2）門限檢驗。本文通過使門限值的殘差平方和最小化為原則尋找門限最優(yōu)估計值，即：隨后再進行門限檢驗，具體包括兩個方面的內(nèi)容：一是檢驗門限效應是否顯著，通常構造F統(tǒng)計量以單門限為例，F(xiàn)檢驗的原假設是不存在門限效應，備擇假設是存在一個門限值，采用Hansen（1999）的Bootstrap方法獲得其漸進分布以及進而獲得對應的P值。當P值小于既定顯著性水平時，則拒絕原假設，即表示模型至少存在一個門限效應。然后再檢驗是否存在第二個門限值，據(jù)此類推，直至所得到的門限值不再顯著為止。二是檢驗門限估計值是否等于其真值。此時，原假設是 H0:τ=τ?,備擇假設為 H1:τ≠τ?，對應的似然比函數(shù)為：

三、模型構建與數(shù)據(jù)來源

（一）建立面板門限回歸模型

因為目前還未確定門限的個數(shù)，我們先以雙門限面板回歸模型為例構建多門限面板模型，至于門限個數(shù)的確定，隨后本文將通過實證檢驗予以確定。

本文以年度通貨膨脹率作為門限變量，構建經(jīng)濟增長與通貨膨脹之間的面板門限回歸模型為：

其中，i和t代表地區(qū)和時間；被解釋變量dgdp是人均實際GDP增長率，核心解釋變量與門限變量π為通貨膨脹變化率。在方程（4）引入以下控制變量：dpop為人口增長率；igdp為投資占GDP的比值；initial是居民人均實際收入的自然對數(shù)；open為對外開放度，等于進出口總額占GDP的比值。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文實證模型（4）的數(shù)據(jù)涵蓋了中國除海南、重慶和西藏之外的28個省、市、自治區(qū)，時期跨度為1985-2011年。本文所有基礎數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒-2012》和歷年各省份的統(tǒng)計年鑒。因為考慮各個省份在1985-2011年間均先后經(jīng)歷了通貨膨脹或通貨緊縮時期，各省份的人均GDP和人均居民收入分別采用各省份的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)和居民消費價格指數(shù)進行平減，然后再計算人均GDP的增長率獲得被解釋變量dgdp和對居民人均實際收入取自然對數(shù)得到控制變量initial。因為其余變量均為比值或增長率，故只需用每年的水平值按照相關變量定義和公式計算即可。另外，有關變量的數(shù)值特征具體由以下表1給出。

表1 變量數(shù)值特征

四、面板門限回歸模型估計結果及其分析

（一）門限檢驗

自20世紀50年代以來，通貨膨脹與經(jīng)濟增長之間的關系始終是經(jīng)濟學家爭論的議題之一，至今爭而未決并形成兩種截然相反的觀點：一是通貨膨脹有利于經(jīng)濟增長的“促進論”；二是通貨膨脹有損經(jīng)濟增長的“促退論”（陳朝旭，2011）[20]。前者認為通貨膨脹，特別是“溫和”的通貨膨脹有利于經(jīng)濟增長。Taylor（1981）[21]認為通貨膨脹促進經(jīng)濟增長主要是因為通貨膨脹的三個顯著效應，即為通貨膨脹的資本累積效應、資源配置效應和產(chǎn)出效應。通貨膨脹“促進論”的作用機理與傳導路徑具體為貨幣數(shù)量↑→利率↓→投資↑→生產(chǎn)規(guī)模和就業(yè)↑→產(chǎn)量↑→經(jīng)濟增長。后者是指通貨膨脹會導致低效率，進而損害經(jīng)濟增長，也稱為“通貨膨脹扭曲論”。通貨膨脹“促退論”發(fā)生的原因主要有三個方面：一是長期過度的通貨膨脹會導致價格信號傳遞不順暢，打破正常的市場經(jīng)濟秩序并加大企業(yè)經(jīng)營風險，從而削弱市場機制對經(jīng)濟運行的自動調(diào)節(jié)功能。二是如果一國名義利率不能根據(jù)通貨膨脹程度做相應調(diào)整，將會導致實際利率下降以及貨幣持有成本上升，進而導致消費增加與儲蓄減少，作為結果是社會投資縮減，經(jīng)濟增速下降。三是通貨膨脹不僅會阻礙經(jīng)濟活動中的技術創(chuàng)新和技術進步，而且嚴重時還會影響社會穩(wěn)定，從而在長期中不利于經(jīng)濟增長。

本文為了全面考究我國通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響究竟為正相關抑或負相關，還是存在非線性門限效應，首先選擇以通貨膨脹變化率π作為門限變量，門限效應檢驗的具體結果由以下表2給出。其中，原假設分別為沒有門限、存在單個門限以及存在兩個門限。根據(jù)表2可知，一方面，在沒有門限和存在單個門限檢驗中，F(xiàn)統(tǒng)計量對應P值均為零，即表示即使在1%的顯著性水平下也拒絕沒有門限以及只存在單個門限的原假設；另一方面，在存在兩個門限的檢驗中，F(xiàn)統(tǒng)計量對應P值為0.1203,接受原假設，從而可以判斷在方程（4）中有且僅有兩個門限值。隨后表3進一步給出了在雙門限面板回歸模型中估計的門限值，括號內(nèi)是相應的95%的置信區(qū)間。

表2 門限效應檢驗

表3 門限估計值

（二）實證估計結果及其分析

表4列出了通貨膨脹變化率對經(jīng)濟增長影響的雙門限面板回歸模型的估計結果和線性回歸個體固定效應結果的對比。

表4 通貨膨脹對經(jīng)濟增長的雙門限面板回歸模型估計結果

首先，通貨膨脹在不同區(qū)間對經(jīng)濟增長存在非線性門限效應。在線性回歸的個體固定效應模型中，通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，且為0.1902，即表示通貨膨脹每變化一個百分點，人均GDP平均增加0.1902%，通貨膨脹促進經(jīng)濟增長。這雖然與國內(nèi)學者劉金全和謝衛(wèi)東（2003）的研究結論相同，但也與劉霖和靳云匯（2005）等人觀點相左，因而很難具有較高的說服力與可信度。與之相比，在雙門限面板門限回歸模型中，通貨膨脹對經(jīng)濟增長具有顯著的非線性門限效應，其中在通貨膨脹率變動較低的年份，可以促進經(jīng)濟增長，反之，當通貨膨脹率變動較大年份，有損或不利于經(jīng)濟增長。因此，本文的實證估計結果更好的刻畫通貨膨脹變化率對經(jīng)濟增長的動態(tài)特征。

其次，當通貨膨脹年度變化率低于第一個門限值0.0520時，通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)顯著為正；當通貨膨脹年度變化率大于第一個門限值0.0520，且小于第二個門限值0.0800時，通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)在1%的顯著性水平下，同樣通過檢驗且大于零；但通過比較通貨膨脹在兩個區(qū)間對經(jīng)濟增長的回歸系數(shù)β1和β2絕對值發(fā)現(xiàn)，通貨膨脹在第二個區(qū)間同樣變化一個單位，對經(jīng)濟增長的促進效應要比第一個區(qū)間時大約高出0.98個百分點。因此，本文認為最有利于我國經(jīng)濟增長的通貨膨脹變化率的最優(yōu)區(qū)間是（0.0520，0.0800）。

第三，當通貨膨脹變化率超過第二個門限值0.0800時，通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)由正轉變?yōu)樨?，但?%的顯著性水平下同樣通過檢驗，即說明如果我國通貨膨脹年度變化率超過8個百分點時，不僅不會促進經(jīng)濟增長，反而損害經(jīng)濟增長。因此在我國，控制通貨膨脹的變化速度是實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)增長的關鍵。

另外，線性回歸個體固定效應模型與非線性雙門限模型的回歸結果均顯示，控制變量居民人均實際收入與投資在GDP中的占比與經(jīng)濟增長正相關，而人口增長率和對外開放度與經(jīng)濟增長負相關。

五、結論與政策建議

經(jīng)濟增長和通貨膨脹不僅是現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟運行的兩大熱點問題，而且經(jīng)濟持續(xù)增長與物價穩(wěn)定也是一個社會和諧發(fā)展的重要標志。本文采用通貨膨脹變化率作為門限變量，通過建立雙門限面板回歸模型研究了通貨膨脹與經(jīng)濟增長之間的非線性關系發(fā)現(xiàn)，只要通貨膨脹變換率小于最優(yōu)門限值，通貨膨脹均促進經(jīng)濟增長，但是通貨膨脹變化率位于兩個最優(yōu)門限值之間，即位于區(qū)間（0.0520，0.0800）時，通貨膨脹對經(jīng)濟增長的促進作用最為明顯；反之當通貨膨脹率變化過快，高于第二個最優(yōu)門限值0.0800時，通貨膨脹則與經(jīng)濟增長負相關。

本文較為深入地研究了通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響，得到通脹對經(jīng)濟增長的影響并非非正即負的絕對關系，因此，本文的研究結論不僅能夠很好地揭示我國通貨膨脹與經(jīng)濟增長之間的關系，而且具有較強的現(xiàn)實指導意義。根據(jù)本文的實證分析結果，一國政府除了控制通貨膨脹的絕對水平，更為重要的是控制通貨膨脹的相對增長速度。即指無論是出于一個什么樣的通脹水平，通貨膨脹率跳躍式的變化將會損害或阻滯經(jīng)濟增長，反之，如果能夠控制通貨膨脹率的增長速度，使其緩慢上升則有利于經(jīng)濟增長。鑒于引起通貨膨脹變化的因素是多方面的，在我國目前的宏觀經(jīng)濟運行過程中特別需要密切注意通貨膨脹的變化，警惕通貨膨脹對經(jīng)濟增長可能造成的不利影響。

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