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(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，證明我國的通貨膨脹門限值為5%，當(dāng)通貨膨脹率大于5%時，會對經(jīng)濟(jì)增長帶來負(fù)面影響。

[關(guān)鍵詞]通貨膨脹；經(jīng)濟(jì)增長；門限值；貨幣政策

[DOI]1013939/jcnkizgsc201521.045

1978年改革開放后，我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展起來，以出口拉動經(jīng)濟(jì)增長，現(xiàn)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(yán)重過剩帶來了嚴(yán)重的通貨膨脹。通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長作為最為重要的兩個宏觀經(jīng)濟(jì)變量，二者之間的關(guān)系一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的研究重點，而不同學(xué)派的研究分歧很大，本文就我國的通貨膨脹門限值進(jìn)行實證研究檢驗。

1相關(guān)研究評述

1..1凱恩斯理論[1]

凱恩斯認(rèn)為通貨膨脹與產(chǎn)出之間是正相關(guān)關(guān)系，構(gòu)建了一個關(guān)于總供給和總需求的曲線模型，構(gòu)建通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)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(chǎn)出，這一結(jié)論在現(xiàn)實生活中得到驗證，短期內(nèi)，市場上會有很多因素同時影響著通貨膨脹和產(chǎn)出。而之所以會出現(xiàn)這種正相關(guān)關(guān)系，布蘭卡德（Blanchard）認(rèn)為：企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營活動中，在與客戶簽訂交易協(xié)議時，可以在協(xié)定價格上延期交貨，這就導(dǎo)致了這樣一種現(xiàn)象：雖然市場上的產(chǎn)品價格上升了，但是實際供給的產(chǎn)品總量卻沒有減少，因為生產(chǎn)者必須完成交易協(xié)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(shù)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(jīng)濟(jì)增長有機(jī)聯(lián)系起來，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)所需要的總支出等于現(xiàn)存的貨幣總額。弗里德曼（Friedman）認(rèn)為：通貨膨脹是由貨幣供給速度大于經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)增長并沒有實質(zhì)性的影響。

1.3內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論

內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為生產(chǎn)過程中的各個因素，譬如規(guī)模經(jīng)濟(jì)、內(nèi)部技術(shù)變化等帶來了經(jīng)濟(jì)增長，而人口增長等外部因素不會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生重大影響。希利曼（Gillman）根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論提出一個變量：資本回報率決定了經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度。

1.4關(guān)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(jīng)濟(jì)增長之間的門限效應(yīng)，其試圖通過計量分析技術(shù)進(jìn)行通貨膨脹水平的分析，確定通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長之間的門限效應(yīng)，分析出不同通貨膨脹水平對經(jīng)濟(jì)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(dá)國家的門限值進(jìn)行研究，結(jié)果表明，發(fā)達(dá)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(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，低于則不會對經(jīng)濟(jì)增長造成影響。

在我國通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長的研究上，關(guān)于門限值的研究還很多，更多的研究則立足于二者之間關(guān)系的性質(zhì)上，很少涉及現(xiàn)階段我國通貨膨脹能容忍的最大限值，本文就對現(xiàn)階段我國通貨膨脹的門限值進(jìn)行實證研究。

2模型設(shè)計

費舍爾（Fischer）[4]等人在研究通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系時提出：在某種情況下，二者之間可能是非線性關(guān)系，換言之，當(dāng)通貨膨脹率較低時，其對經(jīng)濟(jì)增長的影響非常小，或者說負(fù)面影響可以忽略不計，此時通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長之間可能是非線性關(guān)系。當(dāng)通貨膨脹率較高時，其對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生較為顯著的影響。基于這一理論，門限值是可能存在的，在這一門限值上下，經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹的關(guān)系具有顯著差異。結(jié)合卡恩（Khan）等人關(guān)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(jīng)濟(jì)增長率、通貨膨脹率、人口增長率和工業(yè)增長率為變量，構(gòu)建門限值回歸模型。

在本次研究中，以當(dāng)年以及上一年通貨膨脹率對經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)增長率；INFt表示對應(yīng)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(yīng)的回歸系數(shù)；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(dāng)通貨膨脹率低于門限值時，通貨膨脹率對經(jīng)濟(jì)增長造成的影響取決于其回歸系數(shù)β1；當(dāng)通貨膨脹率≥門限值時，其對經(jīng)濟(jì)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(shù)據(jù)采集

經(jīng)濟(jì)增長率以國內(nèi)生產(chǎn)總值指標(biāo)來衡量；通貨膨脹率以消費者的價格指數(shù)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(shù)據(jù)來源于1978—2013年的各年度統(tǒng)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(shè)定為1%～10%范圍內(nèi)，分別計算當(dāng)k=1%，2%，3%，…，10%時的其他各個變量的系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)誤差、T值以及概率。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，估計結(jié)果的殘差序列存在顯著自相關(guān)，因此我們又引入自回歸系數(shù)（AR）和移動平均系數(shù)（MA）來修正模型。當(dāng)k=3%～8%時，AR/MA均>1。

當(dāng)k=3%，此時門限值的啞元變量D（INF-3%）的系數(shù)為-0306，對應(yīng)的T值為-1.871，概率為0076；當(dāng)k=4%時，門限值的啞元變量D（INF-4%）的系數(shù)為-0420，對應(yīng)的T值為-1.319，概率為0221。可以看出，當(dāng)k<5%時，門限值的啞元變量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系不顯著，換言之，此時門限值啞元變量對經(jīng)濟(jì)增長影響不大。當(dāng)k=5%時，門限值的啞元變量D（INF-5%）的系數(shù)為-0655，對應(yīng)的T值為-3.402，概率為0003；當(dāng)k=6%時，門限值的啞元變量D（INF-6%）的系數(shù)為-0934，對應(yīng)的T值為-2.287，概率為0035；當(dāng)k=7%時，門限值的啞元變量D（INF-7%）的系數(shù)為﹣0781，對應(yīng)的T值為2.280，概率為0035；當(dāng)k=8%時，門限值的啞元變量D（INF-8%）的系數(shù)為-0036，對應(yīng)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(fù)數(shù)，而當(dāng)k=7%時，T值變成了正數(shù)，此時的啞元變量非常不穩(wěn)定，T值>0與經(jīng)濟(jì)理論不符合。當(dāng)k=8%時，T值雖然為負(fù)數(shù)，但是啞元變量系數(shù)的概率則明顯提高，這也表明系數(shù)非常不穩(wěn)定。因此，最優(yōu)門限值為5%，當(dāng)k<5%時，通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)增長帶來明顯的負(fù)面效應(yīng)。

而在人口增長率這一變量的估計上，當(dāng)門限值>5%時，人口增長率與經(jīng)濟(jì)增長率之間呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系，這一研究結(jié)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(rèn)為其是影響經(jīng)濟(jì)增長率的一個外在變量，認(rèn)為人口增長率越高，則經(jīng)濟(jì)增長率越低，國家越窮。

3.3診斷檢驗

為保證研究結(jié)果的準(zhǔn)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(jìn)行模型的估計分析，對10個模型進(jìn)行診斷檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)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(jìn)行估計模型的診斷分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在k=5%時，進(jìn)行殘差正態(tài)性檢驗，檢驗統(tǒng)計值為1.451，概率為0488，殘差服從正態(tài)分布；在序列相關(guān)檢查上，統(tǒng)計值為2.981，概率為0084，沒有序列相關(guān)性；在設(shè)定誤差檢驗上，統(tǒng)計值為1..118，概率為0305，無設(shè)定誤差；在異方差檢驗上，統(tǒng)計值為0332，概率為0567，沒有異方差。這一診斷結(jié)果表明：該估計模型非常穩(wěn)定。

3.4討論

據(jù)悉，發(fā)達(dá)國家的門限值在1%～3%，我國的門限值為5%，明顯高于發(fā)達(dá)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(xiàn)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(jī)制更加健全，貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制運行順暢，國家的宏觀調(diào)控能力強(qiáng)，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(dá)國家相比，我國的宏觀調(diào)控能力還有待提升，貨幣政策還不夠成熟。其次，從經(jīng)濟(jì)增長速度上來看，我國與發(fā)達(dá)國家相比，顯然經(jīng)濟(jì)增長速度過快，而這就帶來了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)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(nèi)，消除通貨膨脹帶來的負(fù)面影響[6]。而發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)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(jié)語

通貨膨脹門限值為中央銀行的貨幣政策提供制定依據(jù)，為貨幣政策制定了明確的數(shù)字目標(biāo)，要求將通貨膨脹率控制在門限值以下，保證經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。本文在理論介紹的基礎(chǔ)上就我國1978—2013年的經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹關(guān)系進(jìn)行實證研究，結(jié)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(jīng)濟(jì)增長帶來負(fù)面影響，卻并沒有證明通貨膨脹率低于5%時，其與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，其是否對經(jīng)濟(jì)增長有積極作用，這還有待接下來進(jìn)一步研究。

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[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(xué)。研究方向：非線性回歸的貝葉斯處理方向。