龐 震，王 凱

（西安電子科技大學 馬克思主義學院，西安 710126）

0 引言

低通貨膨脹率和高經(jīng)濟增長率一直是各國中央銀行的中心目標。通貨膨脹和經(jīng)濟增長的關系也一直是學者們討論的熱點問題，但關于兩者的關系爭議較大，在1990年之前，大多數(shù)學者認為通貨膨脹和經(jīng)濟增長之間存在線性關系：或為正相關，或為負相關；之后學者們研究發(fā)現(xiàn)兩者并不是傳統(tǒng)的線性關系，如Fisher（1993）[1]最早發(fā)現(xiàn)通貨膨脹和經(jīng)濟增長呈現(xiàn)非線性的負相關關系，后來學者們完善了Fisher(1993)[1]的研究[2-5]，雖然由于面板數(shù)據(jù)樣本的差異，研究結論不同，但基本達成共識，通貨膨脹具有門檻效應：即在較低的通貨膨脹率中，經(jīng)濟增長與通貨膨脹之間的關系是積極的或不顯著的；但當通貨膨脹達到更高的水平時，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生嚴重的負面影響。所以說，貨幣政策的目標應該保持適度的通貨膨脹率，目前已經(jīng)有20多個國家的中央銀行采用了通貨膨脹目標制。隨之而來的問題是：通貨膨脹的目標應該是什么？應該是10%，5%，或者說是零？什么程度的通貨膨脹對經(jīng)濟增長有負面影響？在此背景下，本文利用面板門檻回歸方法，檢驗通貨膨脹對我國經(jīng)濟增長的影響，試圖揭示兩者的動態(tài)變化特征。

1 變量說明及模型設定

1.1 變量說明

（1）被解釋變量：經(jīng)濟增長(Y)，以1978年價格為基期的不變價格GDP增長率。

（2）解釋變量：通貨膨脹(cpi)，消費者價格指數(shù)CPI。

（3）控制變量：投資(inv)，固定資產(chǎn)投資增長率；消費(con)，居民最終消費總額增長率；經(jīng)濟開放度 (open)，進出口貿(mào)易總額與GDP的比值；政府財政支出(exp)，一般政府公共預算支出與GDP的比值；人口增長率(pop)，人口自然增長率。

根據(jù)宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)的可得性，本文利用1985—2016年我國31個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)（無港澳臺數(shù)據(jù)），數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和CCER經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫，表1為七個變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

1.2 計量模型的設定

為了檢驗我國通貨膨脹和經(jīng)濟增長間可能存在的非線性關系，本文的計量模型主要基于Hansen（1999）[6]提出的面板門檻模型：

式（1）中，i表示觀察個體，t表示時間；dit表示門檻依賴變量，即核心解釋變量；xit表示除了門檻依賴變量的其他控制變量，I(?)表示指標函數(shù)，qit為門檻變量，γ為需要估計的門檻值；當qit≤γ時，ditI()? 的系數(shù)為 β1，當qit＞γ時，ditI()?的系數(shù)為β2；μi為不隨時間變動的個體效應，εit為隨機擾動項，為獨立同分布，均值為零，方差為σ2。由于面板門檻γ是未知的，以單一門檻值為例，對式（1）進行面板固定效應的最小二乘法估計，并計算其平均值，用來消除個體固定效應值μi，得到回歸殘差的平方和S1(γ)，最優(yōu)的面板門檻值是 S1(γ) 為最小時的取值：γˉ=argminS1(γ)。

第一個檢驗要估計式（1）存在門檻效應是否顯著。原假設為不存在門檻效應，H0：β1=β2，備擇假設為至少存在一個門檻值，H1：β1≠β2，如果原假設成立，得到式（1）殘差平方和S0；如果備擇假設成立，得到式（1）殘差平方和 S1，在此基礎上，構建F統(tǒng)計量：F=(S0-S1) σ2，σ2表示殘差方差。Hansen（1999）[6]采用“自舉抽樣（Bootstrap）”得到F統(tǒng)計量的值，若F統(tǒng)計量不顯著，則接受原假設：式（1）不存在門檻效應；如F統(tǒng)計量顯著，則拒絕原假設，接受備擇假設，式（1）存在門檻效應，且至少存在1個門檻值。

第二個檢驗是分析式（1）中面板門檻參數(shù)估計值的真實性，原假設為：γˉ=γ0，構造相應的極大似然比LR檢驗統(tǒng)計量為：LR1=[S1(γ)-S1]()2，Hansen(1999)[6]計算了LR統(tǒng)計量的拒絕區(qū)間，如果則拒絕原假設，反之，則接受原假設；其中λ為顯著性水平。

基于式（1）面板門檻的設定，假定通貨膨脹對經(jīng)濟增長可能是雙門檻效應模型，構建計量模型式（2）：

式（2）中通貨膨脹率(cpi)既為核心解釋變量，又為門檻變量，與Hansen（1999）[6]模型中解釋變量與門檻變量為不同變量的假設存在差異；其中γ1、γ2為通貨膨脹率的門檻參數(shù)；I(?) 為指標函數(shù)，當 cpi≤γ1時，I1(?)=1，否則I1(?) =0 ；當 γ1＜cpi≤ γ2時，時 I2(?)=1，否則 I2(?)=0；當cpi＞γ3時，I3(?)=1，否則I3(?)=0。

2 實證分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗

對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析之前，為了避免出現(xiàn)“虛假回歸”現(xiàn)象，保證估計的有效性，需要對變量進行平穩(wěn)性檢驗。Hansen(1999)[6]認為門檻效應是否存在的假設前提是所有的被解釋變量、解釋變量和控制變量都是平穩(wěn)的。為了避免單一檢驗的局限性，保證研究結論的穩(wěn)健性，本文對七個變量分別利用LLC、ISP、Fisher ADF、IPS、Hadri LM和Breitung六種檢驗方法進行穩(wěn)定性分析，所有檢驗方法的原假設均為面板數(shù)據(jù)存在單位根過程，是非平穩(wěn)的。從表2的檢驗結果可以看出，七個變量都拒絕存在單位根的假設，說明這七個變量通過了平穩(wěn)性檢驗，為平穩(wěn)性變量。

2.2 通貨膨脹門檻效應的檢驗及門檻值估算

首先分析通貨膨脹對經(jīng)濟增長（見式（2））是否存在門檻效應，如果式（2）無門檻效應，則采用傳統(tǒng)回歸方法計算；如果式（2）存在門檻效應，則需要確定門檻值的個數(shù)，以便確定是采用單一門檻模型，雙重門檻模型，還是三重門檻模型。表3為式（2）參數(shù)估計的結果，以通貨膨脹(cpi)作為門檻變量，F(xiàn)值和P值是通過500次“自抽樣法（Bootstrap）”獲得，對于式（2）不存在門檻效應的原假設，F(xiàn)統(tǒng)計量為62.166，P值為0.000，拒絕了原假設，表明我國通貨膨脹至少存在一個門檻值。對于存在單一門檻的原假設，F(xiàn)統(tǒng)計量為57.088，P值為0.000，拒絕了原假設，說明了存在兩個或者兩個以上門檻值。對于式（2）存在雙重門檻值的原假設，F(xiàn)統(tǒng)計量為8.540，P值為0.120，沒有通過顯著性檢驗，接受了原假設。因此，最終確定我國通貨膨脹存在雙重門檻。

表2 變量的平穩(wěn)性檢驗

表3 門檻效應檢驗結果

從圖1、圖2（見下頁）和表4可以清楚地看出，通貨膨脹的雙重門檻估計值γ1、γ2及其95%的置信區(qū)間。門檻參數(shù)的估計值是指LR=0時，面板門檻的取值，此時門檻參數(shù)的估計值等于其真實值。門檻參數(shù)γ1為6.600%，95%置信區(qū)間為[6.300,7.300]；門檻參數(shù)γ2為15.900%，95%置信區(qū)間為[9.400,16.900]。根據(jù)門檻參數(shù)值將本文的數(shù)據(jù)區(qū)間分成三部分：低通貨膨脹區(qū)間（cpi＜=0.066），共有700個觀測值；占全部觀測值的比重為70.6%；中等通貨膨脹區(qū)間（0.066＜cpi＜=0.169），共有166個觀測值；占全部觀測值的比重為16.7%；高通貨膨脹區(qū)間（cpi＞0.169），共有126個觀測值；占全部觀測值的比重為12.7%。

表4 門檻值估計結果

2.3 回歸結果分析

2.3.1 核心解釋變量

從表5（見下頁）可以看出，在不同的通貨膨脹水平區(qū)間下，通貨膨脹對經(jīng)濟增長影響的彈性系數(shù)的方向和大小差異較大。

圖1 γ1和95%的置信區(qū)間

圖2 γ2和95%的置信區(qū)間

表5 線性和非線性面板參數(shù)估計結果

結果1為傳統(tǒng)線性計量回歸結果，忽視了通貨膨脹的門檻效應，明顯與傳統(tǒng)宏觀經(jīng)濟學理論和實際情況不符合。

結果2為低通貨膨脹區(qū)制(cpi≤6.600%)回歸結果，通貨膨脹對經(jīng)濟增長影響的彈性系數(shù)是0.0613，通過了1%的顯著性水平檢驗；通貨膨脹增加1%，則經(jīng)濟增長上升0.0613%，說明溫和的通貨膨脹有利于經(jīng)濟增長。很多經(jīng)濟學家認為通貨膨脹有效地“潤滑了勞動市場的車輪”，一定程度上的通貨膨脹可能對勞動力市場有更好的作用，因為勞動力市場的供給和需求總是在變動，有時供給的增加或者需求的減少會導致勞動力均衡使實際工資下降，而由于工資剛性，如果名義工資不能削減，那么唯一的方法就是適度的通貨膨脹；反之，實際工資將會高于均衡的工資水平，容易造成失業(yè)[7]。凱恩斯主義學派則認為，為了促進有效需求，改善需求不足的情況，政府可以擴大國債的發(fā)行規(guī)模，增加政府財政赤字和貨幣發(fā)行量，然后通過乘數(shù)效應傳遞到企業(yè)，使得企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模進一步擴大，生產(chǎn)利潤將增加，此時雖然通貨膨脹率提高了，但就業(yè)率也上升了，在一定程度上刺激了經(jīng)濟增長。

結果3為中等通貨膨脹的區(qū)制 (6.600%＜cpi≤15.900%)回歸結果，通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響彈性系數(shù)為0.0157，但是沒有通過顯著性檢驗，說明通貨膨脹對經(jīng)濟增長的作用不明顯。

結果4為高通貨膨脹的區(qū)制(cpi＞15.900%)回歸結果，通貨膨脹對經(jīng)濟增長影響的彈性系數(shù)為-0.0844，通過了1%水平的顯著性檢驗；通貨膨脹增加1%，則經(jīng)濟增長降低0.0844%，說明過高的通貨膨脹對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用。原因在于，高通貨膨脹擾亂了國家金融市場的平穩(wěn)運轉(zhuǎn)，根據(jù)費雪效應（Fisher Effect）效應，通貨膨脹率1%的上升會引起名義利率1%的上升，名義利率上升必然提高了企業(yè)的投資成本，降低了企業(yè)的投資需求，最終抑制了經(jīng)濟增長。

2.3.2 控制變量

表5中，結果1至結果4中的固定資產(chǎn)投資率（inv），消費增長率（con），貿(mào)易開放度（open），政府財政支出（exp）四個變量對我國經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)均為正值，并且全部通過了顯著性水平檢驗，說明投資、消費、貿(mào)易開放度和政府財政支出的增加都顯著地促進了經(jīng)濟增長；但是人口增長率（pop）的彈性系數(shù)為負值，沒有通過顯著性水平檢驗，說明人口增長對經(jīng)濟增長的作用不顯著。

3 結論

本文基于1985—2016年省級面板數(shù)據(jù)，利用Hansen(1999)提出的面板門檻回歸模型，實證檢驗了通貨膨脹對我國經(jīng)濟增長影響，主要得出如下結論：

第一，通貨膨脹對我國經(jīng)濟增長的影響并非傳統(tǒng)的線性關系，而是具有統(tǒng)計意義的非線性的門檻效應，存在兩個門檻值6.6%和15.9%，與傳統(tǒng)計量模型相比，面板門檻模型更能準確地揭示兩者的內(nèi)在聯(lián)系機制。

第二，當我國通貨膨脹率低于6.6%時，通貨膨脹促進了我國經(jīng)濟增長，充分證明了溫和的通貨膨脹是經(jīng)濟增長的重要潤滑劑；當通貨膨脹率大于6.6%小于15.9%時，通貨膨脹對經(jīng)濟增長的影響不明顯；而當通貨膨脹率大于15.9%時，通貨膨脹與經(jīng)濟增長是負相關關系，原因在于過高的通貨膨脹率通過模糊信號傳導阻礙有效的資源分配，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生明顯的抑制作用。

第三，我國固定資產(chǎn)投資、居民消費總額、政府財政支出和貿(mào)易開放度對經(jīng)濟增長的促進作用十分顯著，消費對經(jīng)濟增長的貢獻最大，其次為投資、政府財政支出和貿(mào)易開放度，而人口自然增長率對經(jīng)濟增長的影響不明顯。

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[2]Kremer S,Bick A,Nautz D.Inflation and Growth:New Evidence from a Dynamic Panel Threshold Analysis[J].Empirical Economics,2013,44(2).

[3]Khoza K,Thebe R,Phiri A.Nonlinear Impact of Inflation on Economic Growth in South Africa:A Smooth Transition Regression(STR)analysis[D].MPRA paper,No.738402016.

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[5]黃智淋,成禹同,董志勇.通貨膨脹與經(jīng)濟增長的非線性門限效應——基于面板數(shù)據(jù)平滑轉(zhuǎn)換回歸模型的實證分析[J].南開經(jīng)濟研究,2014,(4).

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