中國(guó)通貨膨脹的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)配置效應(yīng)分析

　　摘要：本文運(yùn)用 2005—2017 年的中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了中國(guó)通貨膨脹對(duì)三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出構(gòu)成影響的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，基于穩(wěn)健的一步系統(tǒng) GMM 估計(jì)法進(jìn)行實(shí)證研究并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究認(rèn)為，我國(guó)通貨膨脹對(duì)第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了顯著的正向影響，而對(duì)第三產(chǎn)業(yè)則產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，加之可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有利于三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，因此通貨膨脹并未阻礙我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)進(jìn)程。雖然近幾年來(lái)我國(guó)并未出現(xiàn)明顯的通貨膨脹，但存在局部的結(jié)構(gòu)性價(jià)格上漲情況，各產(chǎn)業(yè)部門應(yīng)結(jié)合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況，深入推進(jìn)供給側(cè)改革，促進(jìn)市場(chǎng)供求均衡以確保我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定健康發(fā)展。

　　本文源自聶颯， 當(dāng)代經(jīng)濟(jì) 發(fā)表時(shí)間：2021-07-10

　　關(guān)鍵詞：通貨膨脹;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型;系統(tǒng) GMM 估計(jì)方法

　　一、引言

　　進(jìn)入新世紀(jì)以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)得到了快速發(fā)展，與當(dāng)時(shí)的宏觀經(jīng)濟(jì)情況相一致，我國(guó)通貨膨脹率則呈現(xiàn)了劇烈的波動(dòng)態(tài)勢(shì)。2012 年 5 月以來(lái)，我國(guó)通貨膨脹率始終處于 3%以下，物價(jià)總水平看似處于穩(wěn)定狀態(tài)，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度卻有所下降，經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，傳統(tǒng)的需求管理效果不明顯。在這一背景下，國(guó)家審時(shí)度勢(shì)提出了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，以去產(chǎn)能、去庫(kù)存、去杠桿、降成本、補(bǔ)短板(三去一降一補(bǔ))為主要任務(wù)，調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，全面深化經(jīng)濟(jì)體制改革，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。眾所周知，物價(jià)水平的變化，一方面是需求管理的表現(xiàn)，另一方面是對(duì)供給側(cè)產(chǎn)生信號(hào)傳遞的作用，它是市場(chǎng)發(fā)揮資源優(yōu)化配置決定性作用的關(guān)鍵。很明顯，促進(jìn)物價(jià)總水平基本穩(wěn)定是為了提升資源的配置效率。當(dāng)物價(jià)水平變化較為劇烈時(shí)，將會(huì)導(dǎo)致資源配置效率的損失，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)造成不利影響(Fischer，1982)。在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，由于不同產(chǎn)品價(jià)格調(diào)整是非同步進(jìn)行的，物價(jià)總水平的變化就會(huì)造成相對(duì)價(jià)格的差異，這種相對(duì)價(jià)格的扭曲轉(zhuǎn)而會(huì)導(dǎo)致資源在部門之間配置的低效率，盡管總產(chǎn)出仍然處于很高水平，但產(chǎn)出的構(gòu)成將受到一定的影響(Fischer，1982;Woodford，2003)。因此，本文將研究物價(jià)總水平的變化(通貨膨脹)對(duì)產(chǎn)出構(gòu)成的影響，這不僅可以了解市場(chǎng)配置資源的情況，同時(shí)也可以為供給側(cè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供一定的參考。

　　國(guó)內(nèi)外關(guān)于這一選題的研究頗少。從國(guó)外研究來(lái) 看 ，大 量 文 獻(xiàn) 從 通 脹 與 部 門 產(chǎn) 出 增 長(zhǎng) 率(Iscan & Osberg，1998;Muhammad，2016)、貨幣政策沖擊對(duì)產(chǎn)出的 影 響(Peersman & Smets，2005;Dedola & Lippi， 2005;Balke & Wyne，2007;Lastrages，2006 等)等角度進(jìn) 行 研 究 。 與 本 文 研 究 最 為 相 關(guān) 的 是 ，Geirge et. (2011)運(yùn)用 1970—2005 年 7 個(gè) OECD 國(guó)家 9 個(gè)部門的數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型并進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，檢驗(yàn)了通貨膨脹與實(shí)際部門產(chǎn)出構(gòu)成的關(guān)系。從國(guó)內(nèi)研究來(lái)看，早期研究中大多從理論上探討了通貨膨脹與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的關(guān)系(崔友平，1989;王師勤， 1990;郭克莎，1990 等)，也有學(xué)者從通貨膨脹產(chǎn)生的原因分析了通脹對(duì)不合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響(李真， 2011)，潘敏等(2012)則研究了中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)通貨膨脹缺口持久性的影響。郭寧(2014)首先分析了通脹在中國(guó)三次產(chǎn)業(yè)中的表現(xiàn)，接著從理論上分析了通貨膨脹對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響機(jī)制，通過(guò)構(gòu)建 VAR 模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析研究了各產(chǎn)業(yè)對(duì)通脹的沖擊反應(yīng)，并找出了反應(yīng)不同的原因，最后提出政策建議。聶颯(2017)運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型研究中國(guó)通貨膨脹對(duì) 8 大部門產(chǎn)出份額的影響，分析通貨膨脹對(duì)各部門的配置效應(yīng)。本文將在此基礎(chǔ)上做進(jìn)一步研究，探討通貨膨脹對(duì)三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出構(gòu)成的影響，即構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)通貨膨脹的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)配置效應(yīng)問(wèn)題。

　　二、計(jì)量模型及方法

　　如前文所述，本文實(shí)證研究的假設(shè)是通貨膨脹會(huì)對(duì)產(chǎn)出構(gòu)成產(chǎn)生影響。考慮到調(diào)整成本及慣性因素，產(chǎn)出構(gòu)成由包括其自身在內(nèi)的許多因素決定，需要將被解釋變量的滯后項(xiàng)引入模型，因此本文構(gòu)建的是動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。同時(shí)，將通貨膨脹作為內(nèi)生變量，其滯后項(xiàng)作為工具變量引入模型。考慮到人們對(duì)商品和服務(wù)的相對(duì)需求與人均實(shí)際收入水平相對(duì)應(yīng)，再將人均地區(qū)產(chǎn)值的對(duì)數(shù)及其滯后項(xiàng)作為外生控制變量引入到模型中，用來(lái)反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。此外，考慮到不同區(qū)域間的異質(zhì)性，用省份虛擬變量來(lái)捕捉特定的固定效應(yīng)，引入時(shí)間虛擬變量來(lái)控制其他外生性因素的干擾。綜上，本文所構(gòu)建的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型形式如下： Sijt =∑k = 1 m1 αki Sijkt - k +∑k = 0 m2 βki πt - k +∑k = 0 m3 θkj yjt - k + ηij + εi λt + uijt (1)上式中，Sijt 為被解釋變量，表示在時(shí)間 t 情況下 j 地區(qū) i 產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出構(gòu)成;πjt 為解釋變量，表示時(shí)間 t 情況下 j 地區(qū)的通貨膨脹率;yjt 為外生控制變量，表示時(shí)間 t 情況下 j 地區(qū)的人均地區(qū)產(chǎn)值的對(duì)數(shù);ηj 表示地區(qū)虛擬變量;λt 表示時(shí)間虛擬變量;uijt 為通常的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

　　上 述 模 型 中 被 解 釋 變 量 的 滯 后 階 數(shù) ，可 以 根 據(jù) Arellano & Bond(1991)選擇自相關(guān)檢驗(yàn)法來(lái)識(shí)別滯后階數(shù)。為了處理固定效應(yīng)，可將方程(1)進(jìn)行一階差分處理，差分后被解釋變量與殘差項(xiàng)存在相關(guān)性，此時(shí)方程的 OLS 估計(jì)是有偏并且非一致的。為了解決此問(wèn)題，Arellano & Bond(1991)建議在 GMM 估計(jì)中將滯后被解釋變量以水平方式作為工具變量，這種策略被稱為差分 GMM 估計(jì)，關(guān)于使用一步估計(jì)還是兩步估計(jì)，Bond(2002)建議使用一步估計(jì)就可以滿足實(shí)證研究。此外，以水平方式引入的工具變量可能是非平穩(wěn)的，差分 GMM 估計(jì)存在一個(gè)弱工具變量問(wèn)題(Bound，1995)。 Blundell & Bond(1998)建 議 使 用 Arellano & Bover(1995)的系統(tǒng) GMM 法估計(jì)，該方法使用被解釋變量的差分形式引入工具變量矩陣以解決 上 述 弱 工 具 變 量 問(wèn) 題 。 根 據(jù) Blundell & Bond (1998)的模擬結(jié)果，當(dāng)滯后被解釋變量的參數(shù)接近于 1 時(shí)，應(yīng)用系統(tǒng) GMM 法估計(jì)的效率得到了大幅的改善。因此，采用這種穩(wěn)健的系統(tǒng) GMM 一步估計(jì)法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

　　三、指標(biāo)及數(shù)據(jù)說(shuō)明

　　為了檢驗(yàn)通貨膨脹的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)配置效應(yīng)，本文選擇 2005—2017 年全國(guó) 31 個(gè)省市自治區(qū)三次產(chǎn)業(yè)構(gòu)成及通貨膨脹率數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于 2006—2018 年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。根據(jù)我國(guó)現(xiàn)行產(chǎn)業(yè)級(jí)次分類可知，第一產(chǎn) 業(yè)(Primary Industry)包 括 農(nóng) 林 牧 漁 業(yè) ;第 二 產(chǎn) 業(yè)(Secondary Industry)包 括 工 業(yè) 和 建 筑 業(yè) ;第 三 產(chǎn) 業(yè)(Tertiary Industry)即是服務(wù)業(yè)。本文中所涉及到的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成數(shù)據(jù)是根據(jù)上述三次產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重計(jì)算，通貨膨脹率數(shù)據(jù)則根據(jù)各地區(qū) CPI 價(jià)格指數(shù)計(jì)算。根據(jù) 2005—2017 年全國(guó) 31 個(gè)省區(qū)的數(shù)據(jù)可以整理出全國(guó)各地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)的平均產(chǎn)出構(gòu)成及平均通貨膨脹率數(shù)據(jù)，如表 1 所示。

　　由 表 1 可 以 看 出 ，全 國(guó) 通 貨 膨 脹 平 均 水 平 處 在 2.72%，除西部地區(qū)超出平均水平外，其他地區(qū)均低于全國(guó)平均水平。從三次產(chǎn)業(yè)平均產(chǎn)出構(gòu)成來(lái)看，東部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)比重最低，第三產(chǎn)業(yè)比重超過(guò)第二產(chǎn)業(yè)比重，說(shuō)明東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到了優(yōu)化提升;其他地區(qū)仍然處于第二產(chǎn)業(yè)主導(dǎo)，第三產(chǎn)業(yè)相對(duì)落后的狀態(tài);與其他地區(qū)相比，西部地區(qū)則是第一產(chǎn)業(yè)比重最高，第三產(chǎn)業(yè)比重接近全國(guó)平均水平。由此可見，由于我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，通貨膨脹水平不同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整亦存在明顯的不一致性，這說(shuō)明通貨膨脹將會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生不同的影響，這即是本文要檢驗(yàn)的問(wèn)題。

　　四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

　　在估計(jì)本文所構(gòu)建的理論模型之前，非常有必要進(jìn)行一系列的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，包括面板單位根檢驗(yàn)、面板協(xié)整檢驗(yàn)及面板因果關(guān)系檢驗(yàn)，為本文的實(shí)證研究奠定一定的統(tǒng)計(jì)基礎(chǔ)。由于文中所涉及到通貨膨脹率、人均地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)兩個(gè)變量在現(xiàn)有研究中已經(jīng)通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，均是平穩(wěn)序列。同時(shí)，本文所使用的動(dòng) 態(tài) 面 板 數(shù) 據(jù) 系統(tǒng) GMM 估計(jì)中包含了一階差分程序，可以保證所有變量的平穩(wěn)性特征，而且現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)驗(yàn)證了通貨膨脹與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，因此本文不再重復(fù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)工作，而是直接進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

　　(一)穩(wěn)健的一步系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

　　本文基于中國(guó) 2005—2017 年的省際面板數(shù)據(jù)，將通 貨 膨 脹 率 視 為 內(nèi) 生 變 量 ，運(yùn) 用 Arellano & Bover (1995)的 系 統(tǒng) GMM 估 計(jì) 法 進(jìn) 行 穩(wěn) 健 的 一 步 系 統(tǒng) GMM 估計(jì)。由于面板數(shù)據(jù)特征，上述模型估計(jì)程序?qū)?huì)產(chǎn)生大量工具變量，為了保證工具變量數(shù)小于觀測(cè)數(shù)，本文在 gmmstyle 中設(shè)置 collapse 選項(xiàng)以控制工具變量數(shù)。本文共涉及到 3 個(gè)模型，所有估計(jì)結(jié)果如表 2 所示。從 Hansen 檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，所有模型均接受過(guò)度識(shí)別限制條件的假設(shè)。從 AR(1)和 AR(2)檢驗(yàn)來(lái)看，3 個(gè)模型均接受存在一階自相關(guān)性，模型 1 接受存在二階自相關(guān)性。從所有模型來(lái)看，一階滯后被解釋變量的系數(shù)均為正數(shù)且均是統(tǒng)計(jì)顯著的，表明三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出構(gòu)成都受到上期影響。同時(shí)，所有模型的通貨膨脹率(INF)及其滯后項(xiàng)對(duì)各部門產(chǎn)出份額均是顯著的，但作用方向存在差異。具體來(lái)說(shuō)，由模型 1 結(jié)果可知，當(dāng)期的通貨膨脹率及其滯后項(xiàng)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)(PI)產(chǎn)出份額的影響均為正向，且當(dāng)期在 1%顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著，而滯后二期則在 5%顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著，結(jié)果表明通貨膨脹會(huì)提高第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出構(gòu)成;由模型 2 結(jié)果可知，當(dāng)期和滯后二期通貨膨脹率的系數(shù)均顯著為正向，滯后一期系數(shù)為負(fù)但統(tǒng)計(jì)不顯著，說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看通貨膨脹對(duì)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正的配置效應(yīng);由模型 3 結(jié)果可知，當(dāng)期及滯后二期的通貨膨脹率的系數(shù)均為負(fù)向且統(tǒng)計(jì)顯著，說(shuō)明通貨膨脹將對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負(fù)向的配置效應(yīng)。由此可知，通貨膨脹雖然對(duì)第二產(chǎn)業(yè)保持了正向的配置效應(yīng)，但阻礙了第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級(jí)進(jìn)程，產(chǎn)生了不利的配置效應(yīng)，以上結(jié)果符合通貨膨脹對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的作用機(jī)制(郭寧，2014)。

　　再由所有模型中人均地區(qū)產(chǎn)值對(duì)數(shù)系數(shù)來(lái)看，短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負(fù)向影響且統(tǒng)計(jì)顯著，對(duì)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生顯著的正向影響，但對(duì)第三產(chǎn)業(yè)則產(chǎn)生負(fù)向影響;長(zhǎng)期看經(jīng)濟(jì)發(fā)展將會(huì)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生顯著正向影響，而對(duì)工業(yè)將會(huì)產(chǎn)生較為明顯的負(fù)向影響，對(duì)第三產(chǎn)業(yè)將會(huì)產(chǎn)生顯著的正向影響。我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)三次產(chǎn)業(yè)提出了較高的要求，由于產(chǎn)業(yè)調(diào)整需要一個(gè)過(guò)程，短期內(nèi)由于無(wú)法滿足要求，因此經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)可能為負(fù)向，但從長(zhǎng)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將會(huì)不斷促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化。

　　(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

　　穩(wěn)健性檢驗(yàn)是為了檢驗(yàn)研究結(jié)論對(duì)于不同估計(jì)技術(shù)的靈敏度。本文根據(jù) Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果，運(yùn)用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)方法剔除滯后被解釋變量以后重新估計(jì)上述模型，結(jié)果如表 3 所示。

　　由表 3 中數(shù)據(jù)可知，通貨膨脹率及其滯后項(xiàng)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)均產(chǎn)生正向的影響且統(tǒng)計(jì)顯著，對(duì)第三產(chǎn)業(yè)則產(chǎn)生負(fù)向的影響且統(tǒng)計(jì)顯著，這與本文動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)結(jié)果一致，證明本文的實(shí)證研究結(jié)果相對(duì)于不同的估計(jì)策略具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。同時(shí)，根據(jù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出構(gòu)成均是負(fù)向的配置效應(yīng)，而對(duì)第二產(chǎn)業(yè)則是正向影響;長(zhǎng)期看則會(huì)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正向配置效應(yīng)，而對(duì)第二產(chǎn)業(yè)則會(huì)產(chǎn)生負(fù)向配置效應(yīng)，這符合我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的目標(biāo)與過(guò)程。將表 3 中模型估計(jì)結(jié)果與表 2 相比較，說(shuō)明了穩(wěn)健的一步系統(tǒng) GMM 估計(jì)方法得到的結(jié)果精度更高。

　　五、結(jié)論

　　本文運(yùn)用 2005—2017 年的中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)構(gòu)建中國(guó)通貨膨脹對(duì)三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出構(gòu)成影響的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，將滯后被解釋變量引入模型，基于穩(wěn)健的一步系統(tǒng) GMM 估計(jì)法進(jìn)行實(shí)證研究并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究認(rèn)為，我國(guó)通貨膨脹對(duì)第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了正向的影響，而對(duì)第三產(chǎn)業(yè)則產(chǎn)生了負(fù)向的影響，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展在長(zhǎng)期內(nèi)有利于三次產(chǎn)業(yè)的調(diào)整，其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)要明顯大于通貨膨脹效應(yīng)。由于近幾年來(lái)我國(guó)的通貨膨脹壓力并不明顯，但存在明顯的結(jié)構(gòu)性價(jià)格上漲情況(蔬菜、水果等食品類)，由此導(dǎo)致的相對(duì)價(jià)格扭曲無(wú)疑會(huì)破壞市場(chǎng)價(jià)格機(jī)制對(duì)供給側(cè)的信號(hào)傳遞作用，因此各產(chǎn)業(yè)部門應(yīng)結(jié)合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況，深入推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，促進(jìn)供求均衡以確保我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)健康發(fā)展。