劉旭??

[摘要]本文基于費舍爾（Fischer）、卡恩（Khan）等人的研究建立門限值非線性回歸模型，研究通貨膨脹與經濟增長之間的關系，證明我國的通貨膨脹門限值為5%，當通貨膨脹率大于5%時，會對經濟增長帶來負面影響。

[關鍵詞]通貨膨脹；經濟增長；門限值；貨幣政策

[DOI]1013939/jcnkizgsc201521.045

1978年改革開放后，我國經濟快速發(fā)展起來，以出口拉動經濟增長，現行的匯率制度又帶來了外匯的急劇上升，貨幣政策獨立性受到威脅。1978—2013年，我國的GDP增長了近10倍，而狹義貨幣政策增長約15倍，廣義貨幣政策增長約18倍，流動性的嚴重過剩帶來了嚴重的通貨膨脹。通貨膨脹與經濟增長作為最為重要的兩個宏觀經濟變量，二者之間的關系一直是經濟學領域的研究重點，而不同學派的研究分歧很大，本文就我國的通貨膨脹門限值進行實證研究檢驗。

1相關研究評述

1..1凱恩斯理論[1]

凱恩斯認為通貨膨脹與產出之間是正相關關系，構建了一個關于總供給和總需求的曲線模型，構建通貨膨脹與經濟增長之間關系的模型。在該模型中，在短期供給曲線上，曲線是向上傾斜的，這就表明總需求曲線的變化會直接影響到價格和產出，這一結論在現實生活中得到驗證，短期內，市場上會有很多因素同時影響著通貨膨脹和產出。而之所以會出現這種正相關關系，布蘭卡德（Blanchard）認為：企業(yè)在生產經營活動中，在與客戶簽訂交易協議時，可以在協定價格上延期交貨，這就導致了這樣一種現象：雖然市場上的產品價格上升了，但是實際供給的產品總量卻沒有減少，因為生產者必須完成交易協議中規(guī)定的消費者需求。

1.2貨幣主義理論

貨幣主義理論最早是由弗里德曼（Friedman）[2]于1956年提出來的，其包括貨幣數量理論和貨幣中性理論兩個部分。前者是一個等式方程，將通貨膨脹與經濟增長有機聯系起來，認為經濟所需要的總支出等于現存的貨幣總額。弗里德曼（Friedman）認為：通貨膨脹是由貨幣供給速度大于經濟增長速度引起的，因此，通貨膨脹是由貨幣增長率決定的，其對經濟增長并沒有實質性的影響。

1.3內生經濟增長理論

內生經濟增長理論認為生產過程中的各個因素，譬如規(guī)模經濟、內部技術變化等帶來了經濟增長，而人口增長等外部因素不會對經濟增長產生重大影響。希利曼（Gillman）根據內生經濟增長理論提出一個變量：資本回報率決定了經濟增長速度。在通貨膨脹發(fā)生時：隨著通貨膨脹率的上升，資本回報率會逐漸下降，這樣就減少了資本積累，從而延緩了經濟增長。從某種意義上來說：通貨膨脹就像是隱形稅收，通過減少資本積累來減緩經濟的發(fā)展速度。

1.4關于門限值的研究

卡恩（Khan）[3]等人最早開始研究通貨膨脹與經濟增長之間的門限效應，其試圖通過計量分析技術進行通貨膨脹水平的分析，確定通貨膨脹與經濟增長之間的門限效應，分析出不同通貨膨脹水平對經濟增長的影響力不同。同時，卡恩（Khan）等人還對發(fā)展中國家與發(fā)達國家的門限值進行研究，結果表明，發(fā)達國家的門限值在1%～3%，而發(fā)展中國家的門限值則在7%～11%。通貨膨脹值高于門限值，則會對經濟增長產生影響，低于則不會對經濟增長造成影響。

在我國通貨膨脹與經濟增長的研究上，關于門限值的研究還很多，更多的研究則立足于二者之間關系的性質上，很少涉及現階段我國通貨膨脹能容忍的最大限值，本文就對現階段我國通貨膨脹的門限值進行實證研究。

2模型設計

費舍爾（Fischer）[4]等人在研究通貨膨脹與經濟增長的關系時提出：在某種情況下，二者之間可能是非線性關系，換言之，當通貨膨脹率較低時，其對經濟增長的影響非常小，或者說負面影響可以忽略不計，此時通貨膨脹與經濟增長之間可能是非線性關系。當通貨膨脹率較高時，其對經濟增長產生較為顯著的影響?；谶@一理論，門限值是可能存在的，在這一門限值上下，經濟增長與通貨膨脹的關系具有顯著差異。結合卡恩（Khan）等人關于發(fā)展中國家門限值模型的研究，從我國的發(fā)展實際出發(fā)，以經濟增長率、通貨膨脹率、人口增長率和工業(yè)增長率為變量，構建門限值回歸模型。

在本次研究中，以當年以及上一年通貨膨脹率對經濟增長的影響為主要研究對象，另外，考慮到研究的滯后性，筆者引入因變量滯后一階，線性模型如下：

GROWTHt=β0+β1（INFt）+β2Dt（INFt-k）+β3（POPt）+β4（INDUSTRYt）+μt

式中：GROWTHt表示第t期經濟增長率；INFt表示對應的通貨膨脹率；POPt表示人口增長率；INDUSTRYt表示工業(yè)增長率；k表示通貨膨脹率的門限值；Dt表示啞元變量；β0表示截距項，β1、β2、β3、β4則表示對應的回歸系數；μt表示誤差項。

在啞元變量的定義上，我們將其分成兩種情形，一種是通貨膨脹率<門限值，此時的啞元變量為0；另一種是通貨膨脹率≥門限值，則啞元變量為1。那么，當通貨膨脹率低于門限值時，通貨膨脹率對經濟增長造成的影響取決于其回歸系數β1；當通貨膨脹率≥門限值時，其對經濟增長的影響則由β1和β2決定。

3模型估計和診斷檢驗

3.1數據采集

經濟增長率以國內生產總值指標來衡量；通貨膨脹率以消費者的價格指數來衡量；人口增長率以年度人口增長率來衡量；工業(yè)增長率以工業(yè)增長速度來衡量。本文研究的數據來源于1978—2013年的各年度統計年鑒。

3.2模型估計

在模型的估計上，我們先將門限值k設定為1%～10%范圍內，分別計算當k=1%，2%，3%，…，10%時的其他各個變量的系數、標準誤差、T值以及概率。結果發(fā)現，估計結果的殘差序列存在顯著自相關，因此我們又引入自回歸系數（AR）和移動平均系數（MA）來修正模型。當k=3%～8%時，AR/MA均>1。

當k=3%，此時門限值的啞元變量D（INF-3%）的系數為-0306，對應的T值為-1.871，概率為0076；當k=4%時，門限值的啞元變量D（INF-4%）的系數為-0420，對應的T值為-1.319，概率為0221?？梢钥闯?，當k<5%時，門限值的啞元變量與經濟增長之間的關系不顯著，換言之，此時門限值啞元變量對經濟增長影響不大。當k=5%時，門限值的啞元變量D（INF-5%）的系數為-0655，對應的T值為-3.402，概率為0003；當k=6%時，門限值的啞元變量D（INF-6%）的系數為-0934，對應的T值為-2.287，概率為0035；當k=7%時，門限值的啞元變量D（INF-7%）的系數為﹣0781，對應的T值為2.280，概率為0035；當k=8%時，門限值的啞元變量D（INF-8%）的系數為-0036，對應的T值為-0062，概率為0962。我們從T值的變化上可以看出，k<7%時，T值均為負數，而當k=7%時，T值變成了正數，此時的啞元變量非常不穩(wěn)定，T值>0與經濟理論不符合。當k=8%時，T值雖然為負數，但是啞元變量系數的概率則明顯提高，這也表明系數非常不穩(wěn)定。因此，最優(yōu)門限值為5%，當k<5%時，通貨膨脹對經濟增長的影響非常小，可以忽略不計；而一旦超過5%，則通貨膨脹會給經濟增長帶來明顯的負面效應。

而在人口增長率這一變量的估計上，當門限值>5%時，人口增長率與經濟增長率之間呈現出負相關關系，這一研究結果與新古典理論的研究一致。新古典理論通過建立增長率的模型，以人口增長率為其中一個變量，認為其是影響經濟增長率的一個外在變量，認為人口增長率越高，則經濟增長率越低，國家越窮。

3.3診斷檢驗

為保證研究結果的準確性和穩(wěn)定性，我們將門限值確定為1%到10%，總共10個門限值，全部進行模型的估計分析，對10個模型進行診斷檢驗，結果發(fā)現10個模型均是穩(wěn)定的。因此，我們將k=5%確定為最佳門限值，然后進行估計模型的診斷分析，結果發(fā)現：在k=5%時，進行殘差正態(tài)性檢驗，檢驗統計值為1.451，概率為0488，殘差服從正態(tài)分布；在序列相關檢查上，統計值為2.981，概率為0084，沒有序列相關性；在設定誤差檢驗上，統計值為1..118，概率為0305，無設定誤差；在異方差檢驗上，統計值為0332，概率為0567，沒有異方差。這一診斷結果表明：該估計模型非常穩(wěn)定。

3.4討論

據悉，發(fā)達國家的門限值在1%～3%，我國的門限值為5%，明顯高于發(fā)達國家。另外，巴基斯坦的門限值為9%、孟加拉國的門限值為6%、加納的門限值為11%。為什么會出現這種較大的差異呢[5]？首先，與巴基斯坦、孟加拉國等發(fā)展中國家相比，我國的貨幣政策更加透明化，市場機制更加健全，貨幣政策的傳導機制運行順暢，國家的宏觀調控能力強，因此，我國的通貨膨脹門限值比其他發(fā)展中國家略低。而與發(fā)達國家相比，我國的宏觀調控能力還有待提升，貨幣政策還不夠成熟。其次，從經濟增長速度上來看，我國與發(fā)達國家相比，顯然經濟增長速度過快，而這就帶來了經濟結構的持續(xù)變化，長期的通貨膨脹迫使中央銀行不得不采取有效措施將通貨膨脹率控制在有限范圍內，消除通貨膨脹帶來的負面影響[6]。而發(fā)達國家的經濟增長速度得到有效控制，加上其貨幣政策更加穩(wěn)健，故而其通貨膨脹門限值更低。

4結語

通貨膨脹門限值為中央銀行的貨幣政策提供制定依據，為貨幣政策制定了明確的數字目標，要求將通貨膨脹率控制在門限值以下，保證經濟的健康發(fā)展。本文在理論介紹的基礎上就我國1978—2013年的經濟增長與通貨膨脹關系進行實證研究，結果表明我國的通貨膨脹門限值為5%。但是本文只指出k>5%時，通貨膨脹會給經濟增長帶來負面影響，卻并沒有證明通貨膨脹率低于5%時，其與經濟增長之間的關系，其是否對經濟增長有積極作用，這還有待接下來進一步研究。

參考文獻：

[1]朱映鳳，傅強，袁晨等中國通貨膨脹門限值的實證檢驗[J].管理科學，2011，24（3）：94-100

[2]朱映鳳中國通貨膨脹的門限效應及主要影響因素研究[D].重慶：重慶大學，2011.

[3]唐雪蓮，建克成通貨膨脹的門檻效應與中國經濟增長[J].華東經濟管理，2013（7）：44-47

[4]王勝，曾智中國經濟增長與通貨膨脹間非對稱關系的實證分析[J].技術經濟，2014，33（2）：89-95

[5]程青，陳雪菲，陳秀鳳，等保費收入與通貨膨脹關系研究——基于門限回歸模型[J].財經界，2013（21）：14-15，18

[6]趙佳佳通貨膨脹對經濟增長的門限效應研究[J].合肥學院學報：社會科學版，2014（6）：52-55

[作者簡介]劉旭（1991—），女，漢族，河北廊坊人，金融專碩在讀，上海大學。研究方向：非線性回歸的貝葉斯處理方向。