閆雪晶

提要本文使用基于協(xié)整的Panel Data模型對我國東、中、西部地區(qū)的總供給曲線分兩階段進(jìn)行了實證分析，結(jié)果表明：與第一階段相比，各區(qū)域的總供給曲線斜率明顯變緩，且西部地區(qū)總供給曲線斜率總是大于東、中部地區(qū)；說明目前在有效需求相對不足的條件下，為了確保經(jīng)濟(jì)增長和提高就業(yè)，即使我國繼續(xù)實施擴(kuò)張性的財政政策和貨幣政策，也不會引發(fā)大規(guī)模的通貨膨脹。

關(guān)鍵詞：總供給曲線；斜率；Panel Data模型；協(xié)整

中圖分類號：F222.3文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

為逐步解決我國地區(qū)發(fā)展差距不斷擴(kuò)大的問題，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，近年來國家逐步形成了各有側(cè)重的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，實施西部大開發(fā)、振興東北地區(qū)等老工業(yè)基地、促進(jìn)中部地區(qū)崛起、鼓勵東部地區(qū)率先發(fā)展。經(jīng)過幾年的實踐證明，上述戰(zhàn)略的相繼實施，在促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展方面發(fā)揮了積極作用。但各地區(qū)間的總量差異依然存在，2005年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，東、中、西部地區(qū)實際GDP占中國實際GDP的比重分別為62.9%、26.2%和11%。本文考慮到我國各地區(qū)自然資源、教育水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在的差異，把各地區(qū)近20年的數(shù)據(jù)分為2個階段，利用Panel Data模型研究不同階段東、中、西部地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)價格調(diào)整機(jī)制的強(qiáng)弱，并運(yùn)用雙變量Panel Data協(xié)整檢驗的方法驗證了由模型得到的長期均衡關(guān)系，分析了積極穩(wěn)健的財政貨幣政策在各地區(qū)繼續(xù)實施的可行性。

一、變量及數(shù)據(jù)

模型變量包括表示區(qū)域價格變化率的指標(biāo)通貨膨脹率?仔t，代表我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)總量發(fā)展波動的指標(biāo)，即各地區(qū)的相對產(chǎn)出缺口Gapt，取樣時段為1986～2005年，相對產(chǎn)出缺口Gapt根據(jù)各區(qū)域的實際GDPt數(shù)據(jù)（以1985年的不變價格計算）通過HP濾波得到。

設(shè)實際產(chǎn)出GDPt由潛在產(chǎn)出GDPtT和絕對產(chǎn)出缺口GDPtC組成，GDPtT是序列中含有的長期成分，即潛在產(chǎn)出，GDPtC是序列中的波動成分，即絕對產(chǎn)出缺口，且滿足：

GDPt＝GDPtT＋GDPtC

在通過HP濾波得到GDPtT后由式（1）算得相對產(chǎn)出缺口：

Gapt＝（GDPt－GDPtT）/GDPtT（1）

二、理論模型和Panel Data協(xié)整

（一）總供給曲線模型形式?？偣┙o關(guān)系說明了產(chǎn)出對價格水平的影響，它可以通過產(chǎn)出假定與就業(yè)成比例；價格是在成本之上的加成確定的；工資是成本的主要因素，并根據(jù)菲利普斯曲線調(diào)整；工資與失業(yè)之間的菲利普斯曲線關(guān)系最后轉(zhuǎn)換成價格水平和產(chǎn)出間的關(guān)系，這4個步驟從勞動力市場均衡推導(dǎo)得來：

（二）Panel Data模型和協(xié)整。由于地區(qū)間發(fā)展速度不平衡，經(jīng)濟(jì)狀況彼此存在差異，在對通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口的研究中如果只考慮時間序列模型，勢必會忽略各個地區(qū)的個體差異；如果單純考慮橫截面數(shù)據(jù)又會造成無法動態(tài)反映經(jīng)濟(jì)變化趨勢的問題，為克服以上兩種缺點，本文采用Panel Data模型對我國各地區(qū)通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口做實證分析，Panel Data模型能夠同時反映研究對象在時間和截面單元兩個方向上的變化規(guī)律及不同時間、不同單元的特性，綜合利用樣本信息使研究更加深入，同時可以減少多重共線性帶來的影響。

Panel Data模型的一般形式為：

Cheng Hsiao認(rèn)為，Panel Data模型中的參數(shù)可以隨個體或時間的不同而改變，如進(jìn)一步分類，還可以根據(jù)參數(shù)是確定性的或隨機(jī)的分成確定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。據(jù)上述理論，本文在研究通貨膨脹和產(chǎn)出缺口相互關(guān)系時宜采用固定效應(yīng)變系數(shù)模型，具體形式如下：

截距項說明為防止原方程式（3）并不一定是個過原點的回歸模型，在式（5）估計時先行加入，再經(jīng)過相關(guān)統(tǒng)計檢驗決定是否該排除。對于以上模型能否說明通貨膨脹率與產(chǎn)出缺口之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，同一般回歸模型一樣，避免虛假回歸出現(xiàn)的關(guān)鍵在于模型是否是協(xié)整的。由于本文采用的模型只有2個變量，所以為計算簡便，可以使用Engle和Granger（1987）提出的E-G兩步法檢驗?zāi)Ｐ偷拈L期均衡關(guān)系。為檢驗Panel Data序列的穩(wěn)定性，可以進(jìn)行Panel Data單位根檢驗。目前，Panel Data單位根檢驗的方法很多，有Levin，Lin and Chu test（以下簡稱LLC）檢驗、Breitung檢驗、Im，Pesaran and Shin test（以下簡稱IPS）檢驗、Fisher類檢驗和Hadri檢驗，前2個是檢驗序列的公共單位根，后3個是用來檢驗序列的個體單位根。在目前的實證研究中多采用LLC法和IPS法檢驗Panel Data序列的平穩(wěn)性。其中，LLC是Panel Data數(shù)據(jù)單位根檢驗的早期版本，Harris and Tzavalis（1999）證明，在時間跨度較小時，LLC法的檢驗?zāi)芰^差，并對LLC法進(jìn)行了改進(jìn)。由于計量經(jīng)濟(jì)軟件的原因本文采用Breitung法檢驗序列的公共單位根，為保證分析結(jié)論的穩(wěn)健性，一并采用IPS法檢驗序列的個體單位根。

三、實證分析

（一）樣本期的分段。從圖1中可以看到，盡管在1986～1988年間相對產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率出現(xiàn)了短時間的反向運(yùn)動形式，但在1989年以后，我國相對產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，尤其直到20世紀(jì)九十年代中期以前，這種關(guān)系更為顯著。1995年前后，由于亞洲金融危機(jī)的爆發(fā)給中國的外貿(mào)出口行業(yè)帶來的負(fù)面影響，中國宏觀經(jīng)濟(jì)總量增長速度趨緩，開始出現(xiàn)負(fù)向的相對產(chǎn)出缺口，隨著缺口的放大通貨緊縮的壓力也越來越大，1998～2002年中國的通貨膨脹率基本保持在-1%～1%之間上下浮動。2003年以后，隨著國際貿(mào)易環(huán)境的好轉(zhuǎn)，中國經(jīng)濟(jì)形式逐漸升溫，負(fù)的產(chǎn)出缺口開始縮小，到2003年后實際產(chǎn)出又開始超過潛在產(chǎn)出，價格水平也有所上升，2004年的通貨膨脹率為3.9%，但2005年卻又下降到1.8%，可見經(jīng)濟(jì)升溫給價格水平帶來上漲的壓力不是很大。（圖1）

為檢驗我國總供給曲線在樣本期間內(nèi)是否發(fā)生結(jié)構(gòu)性的變化，首先估計全國的總供給曲線方程，估計結(jié)果如下（括號中為估計系數(shù)的T統(tǒng)計量）。本文所有方程估計和統(tǒng)計檢驗均通過Eviews5.0軟件實現(xiàn)。

從估計結(jié)果中可以看出，產(chǎn)出缺口的系數(shù)即產(chǎn)出缺口彈性并不顯著，且方程整體解釋能力很低，僅為3.34%，由D.W.值可知方程殘差項存在嚴(yán)重的一階自相關(guān)，這些都是因為忽略了可能的結(jié)構(gòu)性差異造成的；也就是說，近20年來我國一貫堅持的改革開放等宏觀經(jīng)濟(jì)政策使通貨膨脹率與產(chǎn)出缺口的關(guān)系發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化，為檢驗這一變化是在哪個時間開始的，本文采用Chow檢驗確定這一結(jié)構(gòu)變化的時間突變點，檢驗起止時間分別取1989年和2002年，經(jīng)檢驗1997年Chow檢驗的F統(tǒng)計量和對數(shù)似然比統(tǒng)計量的伴隨概率都是最小的，所以如果認(rèn)為貨膨脹率與產(chǎn)出缺口的關(guān)系在近20年中發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，那么這一變化的時間突變點最有可能發(fā)生在1997年，故本文把樣本期分為1989～1996年的第一階段和1997～2005年的第二階段，在每一階段均把全國數(shù)據(jù)分成東、中、西部三個區(qū)域采用Panel Data模型分別估計產(chǎn)出缺口彈性并計算總供給曲線的斜率。

（二）Panel Data模型估計結(jié)果及協(xié)整檢驗。對模型（5）在兩個時間階段中分別進(jìn)行估計，經(jīng)試算利用時間維度作權(quán)重的廣義最小二乘法的擬合效果最好，利用產(chǎn)出缺口彈性和總供給曲線斜率的關(guān)系能夠得到在兩個階段中各個地區(qū)的總供給曲線的斜率，其中各地區(qū)各階段潛在產(chǎn)出由該地區(qū)潛在產(chǎn)出在樣本期內(nèi)的均值計算得到。結(jié)果說明，各個階段的估計值在1%顯著性水平下成立，模型整體也具有顯著性，并且通過D.W.值可知不存在自相關(guān)。詳細(xì)結(jié)果見表1。同時，為考察模型的協(xié)整性，對于上述估計模型中的殘差項使用Breitung法和IPS方法分別檢驗公共單位根和個體單位根。檢驗結(jié)果如表2。（表1、表2）

表2說明第一階段和第二階段的Panel Data模型的殘差項都可以在5%顯著性水平下拒絕存在公共單位根和個體單位根的原假設(shè)，所以表1得到的估計結(jié)果是協(xié)整的。表1中總供給曲線斜率的值表示在第二階段我國東、中、西部三個地區(qū)價格調(diào)整機(jī)制同第一階段相比明顯下降了。在第一階段中東、中部地區(qū)總供給曲線的斜率很相近，西部地區(qū)總供給曲線斜率最大，而第二階段中總供給曲線斜率從小到大依次是東部、中部和西部地區(qū)。

四、結(jié)論

由于中國的金融體系相對于發(fā)達(dá)國家來說還不夠完善，相關(guān)法律法規(guī)尚不健全，因而問題重重，盡管貨幣政策有其靈活、收效快等方面的優(yōu)勢，但在中國還是應(yīng)該讓財政政策在國家宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮更大的作用。為保證中國的經(jīng)濟(jì)增長必須刺激內(nèi)需，但占內(nèi)需很大比重的居民消費需求又很難在短期內(nèi)加以影響，故只剩下政府購買這一唯一途徑。由表1可知，現(xiàn)階段中國東、中、西部的總供給曲線斜率已經(jīng)相對很平緩，說明我國宏觀價格調(diào)整機(jī)制與前一階段相比變?nèi)?，總需求的較大變化并不能帶來價格的大幅波動，只是西部總供給曲線的斜率明顯大于東、中部。所以，即使我國繼續(xù)奉行積極的財政政策并輔助以穩(wěn)健的貨幣政策，通過加大政府購買來擴(kuò)大內(nèi)需以帶動相關(guān)行業(yè)的發(fā)展，增加居民收入，并最終增加居民消費需求，也不會引發(fā)大規(guī)模的通貨膨脹，所以我國應(yīng)繼續(xù)施行適度積極的財政政策以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)總量的增長。而且從地區(qū)總供給曲線斜率差異的角度看，在西部地區(qū)可以從總需求角度考慮提高產(chǎn)出而不會引發(fā)大幅通脹，不僅可以使其產(chǎn)出有所提高，還能刺激就業(yè)率的上升；對于東、中部地區(qū)則因其價格調(diào)整機(jī)制較弱，可以增加寬松財政政策的力度確保經(jīng)濟(jì)增長。

（作者單位：對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)）

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