○聶 颯

一 引 言

隨著我國市場經(jīng)濟的深入發(fā)展，居民消費不斷升級，農(nóng)產(chǎn)品供求矛盾凸顯，以豬肉、大蒜、姜、蔬菜水果及海產(chǎn)品等為代表的農(nóng)產(chǎn)品價格呈現(xiàn)出較為明顯的波動狀態(tài)，農(nóng)產(chǎn)品價格結構性上漲與民生關系密切，歷年的中央一號文件多次強調(diào)三農(nóng)問題，并基于農(nóng)業(yè)供給側改革出臺了一系列政策措施來解決農(nóng)產(chǎn)品供給問題。眾所周知，農(nóng)產(chǎn)品價格結構性上漲是引起物價總水平上升的重要原因，為農(nóng)產(chǎn)品供給發(fā)揮著信號傳遞作用，是市場發(fā)揮資源優(yōu)化配置決定性作用的重要參考。通過觀察通貨膨脹的動態(tài)行為，可以了解國家宏觀調(diào)控政策的實施效果，而研究農(nóng)業(yè)供給沖擊對通貨膨脹動態(tài)行為的影響，又可以為國家出臺宏觀調(diào)控政策提供參考。

國內(nèi)外學者研究通貨膨脹的動態(tài)行為問題起源于菲利普斯曲線(Phillips Curve，簡稱PC)，該方法將產(chǎn)出缺口和通貨膨脹聯(lián)系起來，成為解釋通脹動態(tài)機制的常用工具。隨著菲利普斯曲線不斷進步與完善，考慮到供給沖擊影響，菲利普斯曲線的發(fā)展分化出兩種截然不同的估計模型，一種是新凱恩斯菲利普斯曲線，包括前瞻性(1)Taylor J B.Aggregate dynamics and staggered contracts.Journal of Political Economy ，1980，88(1)，pp.1-23.(2)Calvo G A.Staggered prices in a utility-maximizing framework.Journal of Monetary Economics，1983，12(3)，pp.383-398.和混合型(3)Fuhrer J C.Estimating the linear-quadratic inventory model maximum likelihood versus generalized method of moments.Journal of Monetary Economics，1995，35(1)，pp.115-157.(4)Gali J,M Gertler.Inflation dynamics:A structural econometric analysis.Journal of Monetary Economics，1999，44(2)，pp.195-222.兩種模型，它較好地解決了傳統(tǒng)菲利普斯曲線缺乏微觀基礎的問題，為經(jīng)濟轉型過程中研究通脹的動態(tài)行為提供了更為恰當?shù)慕忉?，它更強調(diào)通脹大小依賴于對未來政策的前瞻性預期，且受實際的預期貨幣、財政政策變化的影響，但并未涉及供給沖擊影響?，F(xiàn)有研究中普遍基于新凱恩斯混合菲利普斯曲線模型來開展研究，研究得出我國通貨膨脹動態(tài)行為普遍具有前瞻性和后顧性，處于主導地位的是前瞻性(5)曾利飛、徐劍剛、唐國興：《開放經(jīng)濟下中國新凱恩斯混合菲利普斯曲線》，《數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》2006年第3期，第76—84頁。(6)耿強、張永杰、朱牡丹：《中國的通脹、通脹預期與人民幣有效匯率——開放新凱恩斯混合菲利普斯曲線框架下的實證分析》，《世界經(jīng)濟文匯》 2009年第4期，第23—35頁。(7)林清泉、孫國良：《新凱恩斯菲利普斯曲線的弱識別檢驗和穩(wěn)健估計》，《數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》2014年第8期，第147—160頁。，同時存在向后的適應性預期和理性預期，對于不同商品和服務價格，二者存在較為明顯的差別(8)楊繼生.通脹預期、流動性過剩與中國通貨膨脹的動態(tài)性質，《經(jīng)濟研究》2009年第44卷第1期，第106—117頁。(9)王可、傅萍婷、田艷：《經(jīng)貿(mào)新常態(tài)下我國產(chǎn)業(yè)結構變化的就業(yè)效應研究——奧肯定律在中國失靈之謎》，《華僑大學學報(哲學社會科學版)》2019年第4期，第91—103頁。。也有研究表明，我國通貨膨脹動態(tài)行為確實存在前瞻性和后顧性，但處于主導地位的是后顧性，當期通脹動態(tài)變化受通脹慣性和預期的共同影響，而預期起主導作用(10)楊小軍：《中國新凱恩斯主義菲利普斯曲線的經(jīng)驗研究》，《統(tǒng)計研究》2011年第2期，第13—18頁。(11)王益君、宋長青、王紫瑜：《異質性通脹預期對通貨膨脹形成機制的動態(tài)影響——基于混合新凱恩斯菲利普斯曲線的實證分析》，《財經(jīng)理論與實踐》 2017年第3期，第10—15頁。(12)陳漢鵬、卜振興：《中國新凱恩斯菲利普斯曲線的再討論》，《河北經(jīng)貿(mào)大學學報》202年第6期，第28—35頁。。另一種是三角模型(13)Gordon R J.Price inertia and policy ineffectiveness in the United States 1890—1980.Journal of Political Economy，1982，90(6)，pp.1 087-1 117.，也被稱為菲利普斯曲線的后顧模型，是以價格粘性為假設條件形成的一套應對供給沖擊的理論，并運用計量經(jīng)濟學方法研究需求沖擊、供給沖擊與通脹慣性對通貨膨脹動態(tài)行為影響的模型(14)周清杰、孫晶晶：《菲利普斯曲線理論的分流與融合——基于三角模型與新凱恩斯主義模型的比較研究》，《經(jīng)濟學動態(tài)》2015年第7期，第149—157頁。?，F(xiàn)有研究表明，三角模型能夠比新凱恩斯主義模型更好地刻畫實際通貨膨脹動態(tài)機制(15)Gordon R J.The Phillips curve is alive and well:Inflation and the NAIRU during the slow recovery.NBER Working Paper，2013，NO.19390.(16)Mazumder S.Inflation in China:old versus new Phillips Curves.Europe Asia Studies，2014，66(5)，pp.689-709.?，F(xiàn)實中供給沖擊非常復雜，學術界普遍采用國際原油價格作為供給沖擊變量，許多研究表明國際原油價格對中國通脹的影響并不十分顯著(17)陳彥斌：《中國新凱恩斯菲利普斯曲線研究》，《經(jīng)濟研究》2008年第12期，第50—64頁。(18)李成、王彬、馬文濤：《國際石油價格與通貨膨脹的周期波動關系》，《統(tǒng)計研究》2010年第4期，第28—36頁。(19)伍戈：《對中國通貨膨脹的實證研究——從一般到特殊的建模方法》，《數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》2011年第6期，第52—63頁。，也有研究認為國際原油價格作為影響我國通脹的主要中長期因素，對通脹的影響是顯著的(20)田濤：《預期、混合菲利普斯曲線與中國通貨膨脹動態(tài)特征》，《南京審計學院學報》2014年第1期，第38—45頁。。段軍山(21)段軍山、郭紅兵：《基于新凱恩斯混合菲利普斯曲線的中國貨幣狀況指數(shù)構建及其應用》，《當代經(jīng)濟科學》2012年第3期，第91—101，127—128頁。采用煤油電價格作為供給沖擊變量引入菲利普斯曲線模型，研究得出煤油電價格對通脹產(chǎn)生了一定的影響效應。由此可見，國內(nèi)學者多選擇國際原油價格作為供給因素，但由于采用指標不同導致研究結論亦不同。

綜上所述，大量研究基于新凱恩斯菲利普斯曲線模型描述中國通貨膨脹的動態(tài)行為機制，普遍得出通脹預期、通脹慣性對通貨膨脹是具有顯著影響的，尤其是理性預期發(fā)揮主導作用，中國通貨膨脹的動態(tài)行為兼具新凱恩斯菲利普斯曲線的前瞻性和后顧性特征?，F(xiàn)有研究亦表明，當考慮供給沖擊因素時，三角模型則更適用于描述中國通貨膨脹的動態(tài)行為機制。眾所周知，農(nóng)產(chǎn)品價格變化是物價總水平上漲的重要原因，勢必會對通貨膨脹產(chǎn)生正向影響。那么，在一定時期內(nèi)，這種影響大小如何、影響持久性如何呢？學術界目前尚未展開深入研究。為了更好地研究這一問題，本文嘗試將農(nóng)業(yè)供給沖擊因素納入三角模型來實證檢驗中國農(nóng)業(yè)供給沖擊對通貨膨脹的動態(tài)影響問題。

二 模型及方法

現(xiàn)有研究已充分表明，通脹慣性對通脹的動態(tài)行為產(chǎn)生了顯著的影響，新凱恩斯菲利普斯模型中并未明確分析供給沖擊的影響，而三角模型中大多采用國際原油價格來反映供給因素且尚未達成一致意見，但三角模型相比之下可以更好刻畫中國通貨膨脹動態(tài)行為機制。因此本文假設農(nóng)業(yè)供給沖擊會對通貨膨脹產(chǎn)生顯著影響，嘗試將農(nóng)業(yè)供給沖擊因素引入Gordon的三角模型來擴展菲利普斯曲線，三角模型把通貨膨脹歸結為通脹慣性、需求拉動和供給沖擊三個因素(22)Gordon R J.What is new-Keynesian economics.Journal of Economy，1990，90(6)，pp.1 087-1 117.(23)Gordon R J.The time-varying NAIRU and its implications for economic policy.Journal of Economic Perspectives，1997，11(1)，pp.11-32.，因此本文的理論模型形式如下所示。

πt=c+απt-1+βyt+γAPIt-k+εt

(1)

如上所示，本文所構建的三角模型主要是考慮通脹慣性、需求沖擊和供給沖擊三個因素對中國通脹動態(tài)行為的影響，模型中還包含滯后通脹因素以及滯后供給沖擊因素。由于我國區(qū)域發(fā)展差異明顯，需要將不同區(qū)域的異質性引進模型，還要考慮時間因素的影響，因此本文在理論模型基礎上進一步構建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，如模型(2)所示。

πi,t=απi,t-1+βyi,t+γAPIi,t-k+ηi+εiλt+uit

(2)

上式中，πi,t為t期i地區(qū)的通貨膨脹率；通脹慣性πi,t-1為t-1期地區(qū)的通貨膨脹率；yi,t為t期i地區(qū)的產(chǎn)出缺口；APIi,t為t期i地區(qū)的農(nóng)業(yè)供給沖擊因素；K表示滯后階數(shù)；ηi表示地區(qū)虛擬變量；λt表示時間虛擬變量；uit表示隨機誤差項。

為了處理固定效應，可將模型(2)進行一階差分處理，差分后被解釋變量與殘差項存在相關性，此時的OLS估計是有偏并且非一致的。采用一步差分GMM估計方法可以提高估計有效性但仍然存在弱工具變量問題(24)Arellano M，Bond S.Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application of employment equations.Review of Economic Studies，1991，58(2)，pp.277-297．(25)Bound J, Jaeger D A, Baker RM.Problems with Instrumental Variables Estimation When the Correlation Between the Instruments and the Endogeneous Explanatory Variable is Weak. Journal of the American Statistical Association，1995，90(430)，pp.443-450.(26)Stephen R Bond. Dynamic panel data models: a guide to micro data methods and practice. Portuguese Economic Journal， 2002，1(2)，pp.141-162.，本文采取穩(wěn)健的一步系統(tǒng)GMM估計方法估計模型(27)Arellano M，Bover O.Another look at the instrumental variable estimation of error components models.Journal of Econometrics，1995，68(1) ，pp.29-52．，從而有效解決可能存在的弱工具變量問題(28)Blundell R ,Bond S R.Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models.Journal of Econometrics，1998，87(1)，pp. 115-143．。

三 指標及數(shù)據(jù)說明

本文研究主要涉及通貨膨脹率、產(chǎn)出缺口及農(nóng)業(yè)供給沖擊三個變量，其中通貨膨脹率指標通常采用居民消費價格指數(shù)-100計算得到；產(chǎn)出缺口指標=(現(xiàn)實產(chǎn)出-潛在產(chǎn)出)/潛在產(chǎn)出×100%，潛在產(chǎn)出由HP濾波法分解得到；農(nóng)業(yè)供給沖擊指標采用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者價格指數(shù)-100計算得到。根據(jù)上述指標數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選擇2004—2019年全國30個省市自治區(qū)(未包含西藏自治區(qū))省際面板數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來源于歷年中國統(tǒng)計年鑒，并計算得到全國各地區(qū)2004—2019年通貨膨脹率、產(chǎn)出缺口及農(nóng)業(yè)供給沖擊三個變量的描述統(tǒng)計結果。

如表1所示，全國各地區(qū)平均數(shù)為2.78%，所有地區(qū)均超過2.5%；所有地區(qū)的標準差均超過1.5%，中、西部地區(qū)均超過2%；說明全國及各區(qū)域的通貨膨脹動態(tài)行為呈現(xiàn)了較為明顯的序時波動性且不同地區(qū)之間存在較為明顯的異質性。從產(chǎn)出缺口數(shù)據(jù)來看，除東北地區(qū)產(chǎn)出缺口序時平均數(shù)為負數(shù)外，其他地區(qū)均為正數(shù)，西部地區(qū)最大為1.82%；所有地區(qū)的標準差均超過7%，最大達到13.84%；說明全國大部分地區(qū)經(jīng)濟保持較好的發(fā)展水平，產(chǎn)出缺口同樣呈現(xiàn)了較為明顯的序時波動性及區(qū)域異質性。從農(nóng)業(yè)供給沖擊數(shù)據(jù)來看，各地區(qū)均超過5%，西部地區(qū)則超過6%；所有地區(qū)的標準差均超過5%，最高達到8.46%，說明全國及各地區(qū)的農(nóng)業(yè)供給沖擊均處于較高水平且存在明顯區(qū)域異質性。

表1 全國各地區(qū)2004—2019年通貨膨脹率、產(chǎn)出缺口及農(nóng)業(yè)供給沖擊數(shù)據(jù) 單位：%

四 實證檢驗結果

文中實證研究所涉及的通貨膨脹率、產(chǎn)出缺口及農(nóng)業(yè)供給沖擊三個變量均具有平穩(wěn)性，根據(jù)本文所構建的模型分別基于全國及各區(qū)域的省級面板數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健的一步系統(tǒng)GMM估計，具體結果如表2、表3所示。

(一)基于全國數(shù)據(jù)的模型估計結果

如表2所示，本文考慮農(nóng)業(yè)供給沖擊因素不同的滯后階數(shù)共估計得到模型1—模型6。從所有模型估計結果來看，滯后一階的通貨膨脹率系數(shù)均是統(tǒng)計顯著的但作用方向不一致，說明通貨膨脹慣性發(fā)生顯著的正向或負向沖擊作用；當期的產(chǎn)出缺口系數(shù)則均為正數(shù)，說明產(chǎn)出增長對通貨膨脹產(chǎn)生正向沖擊作用；當期及多項滯后階數(shù)的農(nóng)業(yè)供給沖擊均對通貨膨脹率產(chǎn)生或正或負的沖擊效應，且正向沖擊效應呈遞減趨勢。模型1和模型6估計效果最好，說明短期內(nèi)通貨膨脹受到慣性、產(chǎn)出缺口和農(nóng)業(yè)供給沖擊之后均是呈現(xiàn)正向的動態(tài)行為特征，且農(nóng)業(yè)供給沖擊效應要明顯大于慣性和產(chǎn)出缺口，而長期內(nèi)通貨膨脹受到慣性、農(nóng)業(yè)供給沖擊之后則是呈現(xiàn)負向的動態(tài)行為特征，且產(chǎn)出缺口沖擊效應要明顯大于慣性和農(nóng)業(yè)供給沖擊效應。

表2 動態(tài)面板數(shù)據(jù)系統(tǒng)GMM估計量(全國)

(二)基于四大區(qū)域的模型估計結果

同理，我們可以得到四大區(qū)域的模型估計結果，與全國數(shù)據(jù)估計結果比較相似，由于篇幅所限，本文僅展示出估計效果較好的模型估計結果，如表3所示。當K=0時，東部地區(qū)、中部地區(qū)的通貨膨脹慣性影響為正向但并不顯著，西部地區(qū)通貨膨脹慣性的影響亦為正向且統(tǒng)計顯著，東北地區(qū)則為負向但統(tǒng)計不顯著；產(chǎn)出缺口的影響均為正向但只有東部地區(qū)和東北地區(qū)是統(tǒng)計顯著的；農(nóng)業(yè)供給沖擊的影響均為正向且統(tǒng)計非常顯著。當K=5時，東部地區(qū)和中部地區(qū)的通貨膨脹慣性為負向且統(tǒng)計顯著，西部地區(qū)亦為負向但統(tǒng)計不顯著，東北地區(qū)則為正向且統(tǒng)計顯著；四大區(qū)域的產(chǎn)出缺口影響均為正向但東北地區(qū)統(tǒng)計不顯著；農(nóng)業(yè)供給沖擊的影響則均為負向影響且統(tǒng)計顯著。綜合來看，四個地區(qū)的通貨膨脹動態(tài)行為受到農(nóng)業(yè)供給沖擊的正向影響要明顯大于通脹慣性和產(chǎn)出缺口因素的影響，東部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)的慣性沖擊影響要明顯大于產(chǎn)出缺口影響，中部地區(qū)則是受到產(chǎn)出缺口沖擊影響要大于慣性沖擊影響。

表3 動態(tài)面板數(shù)據(jù)系統(tǒng)GMM估計量(四大區(qū)域)

以上研究表明，農(nóng)業(yè)供給沖擊因素已經(jīng)成為影響我國通貨膨脹動態(tài)行為的最重要因素。在短期內(nèi)，各區(qū)域的農(nóng)業(yè)供給沖擊均對通貨膨脹產(chǎn)生正向影響，隨著國家農(nóng)業(yè)供給側結構性改革相關政策的有效實施，農(nóng)產(chǎn)品價格趨于穩(wěn)定，則在長期內(nèi)有利于降低通貨膨脹率。從通貨膨脹慣性沖擊來看，東部和中部地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢明顯，交通運輸條件占優(yōu)，各種資源配置效率較高，受到通脹慣性沖擊之后能夠做出反向調(diào)整，從而有利于降低通貨膨脹率；西部和東北地區(qū)正處于經(jīng)濟轉型或快速發(fā)展階段，不具備上述快速調(diào)整的條件，因此會產(chǎn)生正向沖擊影響。從產(chǎn)出缺口沖擊來看，所有區(qū)域的通貨膨脹率均受到了顯著的正向沖擊影響，尤其是中、西部地區(qū)沖擊影響更為顯著，說明經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展仍然是影響中國通貨膨脹動態(tài)行為的重要因素。

本文在理論模型中引入農(nóng)業(yè)供給沖擊因素并構建動態(tài)面板模型實證檢驗了中國通貨膨脹受到通脹慣性、產(chǎn)出缺口及農(nóng)業(yè)供給沖擊影響，研究表明中國通貨膨脹的動態(tài)行為受到上述三個因素的顯著影響，其中農(nóng)業(yè)供給沖擊產(chǎn)生明顯的正向影響且影響逐漸變小，其影響明顯大于產(chǎn)出缺口及通脹慣性，且長期內(nèi)農(nóng)業(yè)供給沖擊對通脹產(chǎn)生負向作用；通脹慣性可能產(chǎn)生正反兩個方向的影響；產(chǎn)出缺口則產(chǎn)生正向沖擊影響。以上研究結果與我國現(xiàn)實經(jīng)濟相符，經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展無疑會對通貨膨脹動態(tài)行為產(chǎn)生正向沖擊，通脹慣性往往能夠引導公眾通脹預期，而國家會適時采取宏觀調(diào)控來管理通脹預期，中國通貨膨脹動態(tài)行為在很大程度上是受到農(nóng)產(chǎn)品價格上漲的影響，農(nóng)業(yè)供給沖擊已經(jīng)成為我國通貨膨脹動態(tài)行為的最重要影響因素。雖然扣除農(nóng)產(chǎn)品價格影響之后的核心CPI并未呈現(xiàn)較為明顯的上漲狀態(tài)，但農(nóng)產(chǎn)品價格結構性上漲會對居民的消費水平產(chǎn)生一定的影響，同時可能產(chǎn)生通脹預期，勢必會對不同區(qū)域的通貨膨脹動態(tài)行為產(chǎn)生沖擊作用，這就要引起國家相關部門的高度重視。當前，我國正面臨著百年未有之大變局，國內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境紛繁復雜，在貫徹新發(fā)展理念，構建新發(fā)展格局過程中，國家相關部門不僅要管理好通脹預期，明確年度通貨膨脹目標，而且要進一步有效推動農(nóng)業(yè)供給側結構性改革，發(fā)揮農(nóng)產(chǎn)品價格信號傳遞作用，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源配置效率，滿足市場對高品質農(nóng)產(chǎn)品的需求，才能不斷提升老百姓的生活品質，確保物價總水平的基本穩(wěn)定，從而促進國家經(jīng)濟高質量發(fā)展。