模型比較視角下的產(chǎn)出缺口與通貨膨脹關(guān)系研究

　　摘 要：文章構(gòu)建了狀態(tài)空間模型并進(jìn)行Kalman濾波分析，估計(jì)出中國1997—2017年的潛在產(chǎn)出與產(chǎn)出缺口，分析了21年來中國宏觀經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行規(guī)律與特征，利用中國產(chǎn)出缺口與通貨膨脹數(shù)據(jù)建立菲利普斯曲線，并采用31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)一步驗(yàn)證兩者間的關(guān)系。結(jié)果顯示：兩者間存在因果關(guān)系，并且同時(shí)引入滯后2 期的適應(yīng)性預(yù)期與理性預(yù)期的菲利普斯曲線模型解釋力最強(qiáng)，最符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義。

　　本文源自統(tǒng)計(jì)與決策 發(fā)表時(shí)間：2021-03-23《統(tǒng)計(jì)與決策》雜志社以經(jīng)濟(jì)類、統(tǒng)計(jì)類、管理類文章為主、立足統(tǒng)計(jì)理論與方法的創(chuàng)新，經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)方法的應(yīng)用;重點(diǎn)關(guān)注經(jīng)濟(jì)熱點(diǎn)、難點(diǎn)問題的實(shí)證與對策思考;對各類經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的數(shù)量考證和決策建議;社會(huì)科學(xué)發(fā)展和和諧社會(huì)發(fā)展中各類統(tǒng)計(jì)考評指標(biāo)體系的構(gòu)建;財(cái)經(jīng)領(lǐng)域以及企業(yè)管理中的決策與方法的運(yùn)用及新知識(shí)的推介。《統(tǒng)計(jì)與決策》是北大核心期刊;2009年CSSCI來源期刊。

　　關(guān)鍵詞：通貨膨脹;產(chǎn)出缺口;Kalman濾波;動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

　　0 引言

　　自我國改革開放以來，通貨膨脹也在經(jīng)濟(jì)周期的輪回中不斷地波動(dòng)著。為了揭示經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與通貨膨脹之間的關(guān)聯(lián)性，需要在產(chǎn)出的基礎(chǔ)上將能夠揭示經(jīng)濟(jì)運(yùn)行內(nèi)在特質(zhì)的潛在產(chǎn)出引進(jìn)來，從產(chǎn)出缺口的角度研究經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與通貨膨脹間的關(guān)系[1—3] 。由宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論可以知道，總供給與總需求的變動(dòng)關(guān)系是決定價(jià)格水平變動(dòng)的最根本因素，而總供給和總需求之間的差距就是產(chǎn)出缺口，它是實(shí)際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出之間的偏離程度，二者之間的差異導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，反映出總供求的缺口以及物價(jià)的上升壓力。為了研究中國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的規(guī)律與特征，必須從宏觀經(jīng)濟(jì)總量入手，挖掘物價(jià)波動(dòng)背后隱藏的深層原因，并根據(jù)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中存在的矛盾進(jìn)行及時(shí)調(diào)整。本文借助產(chǎn)出缺口可以解釋經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與通貨膨脹的關(guān)聯(lián)性，分析出適合我國宏觀經(jīng)濟(jì)變動(dòng)規(guī)律和特征的菲利普斯曲線模型，以期為政府進(jìn)行宏觀調(diào)控提供參考。

　　1 研究設(shè)計(jì)

　　20世紀(jì)60年代，預(yù)期理論開始發(fā)展起來，通貨膨脹預(yù)期對實(shí)際通貨膨脹的影響漸漸開始受到人們的關(guān)注，于是開始將通貨膨脹預(yù)期加入傳統(tǒng)菲利普斯曲線，這使得宏觀經(jīng)濟(jì)政策的制定與實(shí)施更加復(fù)雜化，如弗里德曼提出的適應(yīng)性預(yù)期的菲利普斯曲線。

　　πt = πe t + β(Yt - Y * t ) + εt (1)其中，πt 為通貨膨脹率，πe t 表示通貨膨脹預(yù)期，Yt 為實(shí)際產(chǎn)出，Y * t 為潛在產(chǎn)出，Yt - Y * t 表示產(chǎn)出缺口，εt 為擾動(dòng)項(xiàng)，且 β < 0 。

　　關(guān)于預(yù)期的通貨膨脹如何確定這一問題，經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出了多種理論，大致可以分為四類：第一種是靜態(tài)預(yù)期，即將上期的實(shí)際通脹率直接作為當(dāng)期的預(yù)期通脹率;第二種是外推型預(yù)期，將上期通貨膨脹率加上通貨膨脹變化趨勢修正值得到通貨膨脹預(yù)期;第三種為適應(yīng)性預(yù)期，它認(rèn)為人們會(huì)考慮上一期的預(yù)期誤差來形成現(xiàn)期的預(yù)期通貨膨脹;第四種為理性預(yù)期，即經(jīng)濟(jì)人會(huì)根據(jù)自己所能獲得的一切有用信息來準(zhǔn)確判斷未來的經(jīng)濟(jì)變量。本文將在菲利普斯曲線模型中分別加入這四種預(yù)期，對比這四個(gè)不同的模型，通過分析判斷選出最適合中國國情的模型。

　　1.1 模型構(gòu)建

　　綜合相關(guān)研究文獻(xiàn)[4—10] 來看，中國通貨膨脹存在顯著滯后影響的時(shí)期約為2年，所以模型中逐步加入了滯后1 期與滯后2期通貨膨脹，并且根據(jù)中國國情在傳統(tǒng)菲利普斯曲線中加入了向前1期通貨膨脹作為通貨膨脹預(yù)期，來考察逐步加入的預(yù)期是否能夠使模型整體效果更優(yōu)，最終確定出最能充分解釋中國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀的菲利普斯曲線模型。需要說明的是，模型五的設(shè)定只是為了驗(yàn)證產(chǎn)出缺口與通貨膨脹之間反向因果關(guān)系的存在，并不是為了將其單獨(dú)作為一個(gè)菲利普斯曲線模型來研究。

　　模型一：

　　cpit = λ0 + λgapt (2)

　　其中，λ0 表示當(dāng)通貨膨脹不存在預(yù)期或者預(yù)期沒有對通貨膨脹帶來顯著性影響，從而圍繞一個(gè)固定值波動(dòng)時(shí)的一個(gè)固定水平。模型一表示通貨膨脹率的變化與同一期的產(chǎn)出缺口變化存在某種函數(shù)關(guān)系，這種關(guān)系特征也可以認(rèn)為是傳統(tǒng)菲利普斯曲線所表示的。

　　模型二：

　　cpit = λ1cpit - 1 + λ2 gapt (3)

　　根據(jù)凱恩斯主義短期總供給曲線的定義，即附加預(yù)期的菲利普斯曲線，認(rèn)為預(yù)期通貨膨脹率、滯后1期的通貨膨脹率以及當(dāng)期的產(chǎn)出缺口是影響當(dāng)期通貨膨脹率的主要因素，這一定義對于前一段時(shí)期內(nèi)我國通貨膨脹的形成機(jī)制尤為符合，也就是說通貨膨脹的動(dòng)態(tài)變化路徑存在一定的慣性。基于此，模型二在菲利普斯曲線中加入了滯后 1期的通貨膨脹率作為通貨膨脹預(yù)期，即通貨膨脹的形成機(jī)制中的適應(yīng)性預(yù)期。模型二也可以改寫為：

　　cpit - cpit - 1 = λ2 gapt ，即 Dcpit = λgapt (4)

　　變形后的模型二反映了產(chǎn)出缺口和通貨膨脹率變化量之間存在函數(shù)關(guān)系，這也反映了通貨膨脹的變動(dòng)存在著 “慣性”，即通貨膨脹一旦發(fā)生就會(huì)持續(xù)下去。

　　模型三：

　　cpit = λ3 gapt + λ4cpit - 1 + λ5cpit - 2 (5)

　　在模型二的基礎(chǔ)上引入通貨膨脹率滯后2期的影響因素，研究這一模型中通貨膨脹率滯后期的系數(shù)可以考察通貨膨脹滯后因素對當(dāng)期通貨膨脹率的影響程度。

　　模型四：

　　cpit = λ6cpit - 1 + λ7cpit - 2 + λ8cpit + 1 + λ9 gapt (6)

　　式(6)中，cpit + 1 是模型中引入的理性預(yù)期，由于理性預(yù)期難以量化，所以本文將下一期通貨膨脹率的真實(shí)值作為理性通貨膨脹預(yù)期，對比分析適應(yīng)性預(yù)期和理性預(yù)期來確定我國的通貨膨脹預(yù)期形式。同時(shí)在模型中引入了 2 階滯后的通貨膨脹率，以考察通貨膨脹“慣性”的影響力度。

　　另外，當(dāng)前1期發(fā)生通貨膨脹，那么政府將會(huì)采取反周期措施，以此來調(diào)節(jié)總需求，進(jìn)而引發(fā)通貨膨脹與產(chǎn)出缺口之間產(chǎn)生反向的因果關(guān)系，為了驗(yàn)證二者之間這一關(guān)系的存在，本文又單獨(dú)設(shè)立了模型五。

　　模型五：

　　cpit = λ10cpit - 1 + λ11cpit - 2 + λ12 gapt + λ13cpit - 1 *gapt +λ14cpit - 2*gapt (7)

　　在模型五中引入了通貨膨脹率滯后1期和滯后2期與產(chǎn)出缺口的交叉項(xiàng) cpit - 1 *gapt 和 cpit - 2*gapt ，若這兩個(gè)變量的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，那么說明如果前期通貨膨脹率越高，當(dāng)期產(chǎn)出缺口對通貨膨脹率的影響會(huì)降低，即二者之間存在反向的因果關(guān)系。

　　此外，本文在潛在產(chǎn)出與產(chǎn)出缺口的測算中選用基于狀態(tài)空間模型的Kalman濾波方法，對中國潛在產(chǎn)出與產(chǎn)出缺口等不可觀測變量進(jìn)行估算，為進(jìn)一步研究通貨膨脹與產(chǎn)出缺口的一般關(guān)系奠定重要的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。建立如下狀態(tài)空間模型：

　　信號(hào)方程： Yt = Y T t + Y C t (8)狀態(tài)方程： Y T t = Y T t - 1 + dt - 1 + ωt (9) dt = dt - 1 + μt (10) Y C t = ?1 Y C t - 1 + ?2Y C t - 2 + εt (11)

　　其中，ωt 、μt 、εt 是均值為零、獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，且他們是高斯和互不相關(guān)的過程。信號(hào)方程和狀態(tài)方程的設(shè)定為后文的通貨膨脹與產(chǎn)出缺口關(guān)系動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型奠定了理論基礎(chǔ)。在產(chǎn)出缺口與通貨膨脹關(guān)系研究中則采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的GMM方法進(jìn)行計(jì)量分析。

　　1.2 數(shù)據(jù)來源

　　本文采用的數(shù)據(jù)為1997—2017年中國31個(gè)省份(不含港澳臺(tái))的面板數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國金融年鑒》和Wind資訊。通貨膨脹率是將居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI通過處理得到CPI的同比增長率作為通貨膨脹的衡量指標(biāo) πt ，能夠更好地反映實(shí)際通貨膨脹的變動(dòng)情況。總產(chǎn)出通過 GDP 平減指數(shù)調(diào)整為不變價(jià) GDP，并對其取對數(shù)，以便估算產(chǎn)出缺口 gapt 。

　　2 結(jié)果分析

　　2.1 Kalman濾波分析

　　圖1是將1997—2017年中國的對數(shù)不變價(jià)GDP進(jìn)行 Kalman 濾波分解結(jié)果，可以看到國內(nèi)總產(chǎn)出呈現(xiàn)出平穩(wěn)的增長趨勢，潛在產(chǎn)出是一條大致平滑的曲線，它與實(shí)際產(chǎn)出走勢大致相同，反映了產(chǎn)出的長期趨勢。GDP序列被分解為不可見的趨勢成分和周期成分，由圖1的Kalman濾波分析結(jié)果能夠看出，GDP的周期性波動(dòng)要素 Y C t 序列圍繞0值上下波動(dòng)，它就是GDP的缺口序列，這是一個(gè)絕對量的產(chǎn)出缺口，即實(shí)際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出的差。圖1中產(chǎn)出缺口自1997年起就開始一直為負(fù)，直到1999年以后，產(chǎn)出缺口開始由負(fù)轉(zhuǎn)為正，這正反映了1997年的亞洲金融危機(jī)對我國造成的嚴(yán)重沖擊，并且這一沖擊持續(xù)的時(shí)間也相當(dāng)長。直到2004年才出現(xiàn)明顯向上的走勢，出現(xiàn)了產(chǎn)出持續(xù)性正缺口，而這也為通貨膨脹帶來比較大的壓力，這一壓力是否能夠真正轉(zhuǎn)變成通貨膨脹，也就是說產(chǎn)出缺口與通貨膨脹間到底有何種關(guān)聯(lián)，下文還將從理論上的乘數(shù)效應(yīng)原理進(jìn)行討論。

　　用同樣的方法分別分析31個(gè)省份的產(chǎn)出，使用Kalman濾波法求得潛在產(chǎn)出，再由實(shí)際產(chǎn)出減去潛在產(chǎn)出得到1997—2017年各省的產(chǎn)出缺口絕對量。為了使產(chǎn)出缺口與通貨膨脹有相同的量綱，對產(chǎn)出缺口取相對量進(jìn)行分析。產(chǎn)出缺口的測算為下文的通貨膨脹率與產(chǎn)出缺口關(guān)系的實(shí)證分析奠定關(guān)鍵的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

　　2.2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

　　為了驗(yàn)證通貨膨脹形成機(jī)制以及模型的設(shè)定是否合理，本文對 1997—2017 年中國總產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率之間的關(guān)系以及全國產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率的變化量之間的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，其中，對CPI序列進(jìn)行一階差分后得到通貨膨脹率的變化量序列 DCPI。由 AIC信息準(zhǔn)則以及SC信息準(zhǔn)則判定滯后階數(shù)為2階，檢驗(yàn)結(jié)果如表1和表2所示。

　　由表1的檢驗(yàn)結(jié)果能夠得到通貨膨脹率不是引起產(chǎn)出缺口變化的格蘭杰原因(P=0.7051>0.05);產(chǎn)出缺口是引起通貨膨脹率變化的格蘭杰原因(P=0.0057<0.05)。由表2的檢驗(yàn)結(jié)果能夠得到產(chǎn)出缺口是引起通貨膨脹變化量變動(dòng)的格蘭杰原因(P=0.0304<0.05);通貨膨脹率的變化量不是引起產(chǎn)出缺口變化的格蘭杰原因(P=0.9346> 0.05)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，中國的總產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率以及通貨膨脹率變化量之間都存在單向的因果關(guān)系。

　　通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可以看到通貨膨脹與產(chǎn)出缺口二者之間的因果關(guān)系，將數(shù)據(jù)繪制成圖2，能夠看出二者間比較明顯的正向關(guān)系，但是由于中國金融市場以及政策的傳導(dǎo)機(jī)制不夠完善，導(dǎo)致產(chǎn)出缺口的變動(dòng)滯后于通貨膨脹的變動(dòng)。

　　2.3 回歸分析

　　利用全國的產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率數(shù)據(jù)建立一個(gè)多元回歸模型，假設(shè)回歸模型中同時(shí)包括適應(yīng)性預(yù)期與理性預(yù)期，方便與后文中基于省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證結(jié)論進(jìn)行對比分析。其中，因變量為通貨膨脹率 cpit ，自變量包括產(chǎn)出缺口 gapt 、通貨膨脹 1 期滯后項(xiàng) cpit - 1 、通貨膨脹滯后2期項(xiàng) cpit - 2 、通貨膨脹向前1期項(xiàng) cpit + 1 。估計(jì)結(jié)果如表3所示。

　　由表3中的模型估計(jì)結(jié)果可以看出，產(chǎn)出缺口的估計(jì)系數(shù)為7.08375，表明從全國總體的角度來看，產(chǎn)出缺口對當(dāng)期通貨膨脹的影響作用是正向的，由于產(chǎn)出缺口是用實(shí)際GDP取對數(shù)后通過Kalman濾波方法計(jì)算得出的，所以該數(shù)值雖不能表示產(chǎn)出缺口與通貨膨脹之間一對一的關(guān)系，但是本質(zhì)上不會(huì)影響二者之間的關(guān)系特征。1階滯后的通貨膨脹率估計(jì)系數(shù)為正，2階滯后通貨膨脹率估計(jì)系數(shù)為負(fù)，表明上一期的通貨膨脹率會(huì)對當(dāng)期的通貨膨脹率產(chǎn)生正向的影響作用，而時(shí)間距離較遠(yuǎn)通貨膨脹率對當(dāng)期通貨膨脹影響作用不明顯。作為理性預(yù)期的向前1期通貨膨脹率估計(jì)系數(shù)與滯后1期通貨膨脹系數(shù)相當(dāng)，這表明理性預(yù)期在我國的作用已經(jīng)逐漸凸顯，并且能夠與適應(yīng)性預(yù)期相提并論的結(jié)論。

　　由于基于全國的數(shù)據(jù)模型中樣本數(shù)據(jù)偏少，可能會(huì)影響模型的擬合效果，本文利用31個(gè)省份的數(shù)據(jù)建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)一步考察兩者間的關(guān)系，并深入分析預(yù)期因素在通貨膨脹形成機(jī)制中的作用。

　　基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的GMM方法分別對包含不同滯后階數(shù)的菲利普斯曲線模型進(jìn)行估計(jì)，需要說明的是，不加入通貨膨脹預(yù)期的模型一在中國當(dāng)前的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢下是不符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義的，并且沒有加入預(yù)期的模型也不符合動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的前提條件，即模型中包含被解釋變量的滯后項(xiàng)，因此本文對模型一不進(jìn)行實(shí)證研究。表4是模型二的估計(jì)結(jié)果。

　　從表4的模型估計(jì)結(jié)果來看，通貨膨脹率的滯后1期系數(shù)和產(chǎn)出缺口系數(shù)的估計(jì)值都通過了t檢驗(yàn)，且均是顯著的。模型二J統(tǒng)計(jì)量的P值為0.367594，表示不能拒絕模型設(shè)定正確的原假設(shè)，說明模型整體是顯著有意義的。從經(jīng)濟(jì)意義來看，當(dāng)期的產(chǎn)出缺口與當(dāng)期的通貨膨脹存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，產(chǎn)出缺口系數(shù)為0.09873，由于產(chǎn)出缺口是用實(shí)際GDP取對數(shù)后通過Kalman濾波方法計(jì)算得出的，所以該數(shù)值雖不能表示產(chǎn)出缺口與通貨膨脹之間一對一的關(guān)系，但是本質(zhì)上不會(huì)影響二者之間的關(guān)系特征。另外，能夠看到，通貨膨脹率的滯后1期對當(dāng)期的通脹率產(chǎn)生了正向影響。

　　由于模型二中，滯后1期的通貨膨脹率對當(dāng)期通貨膨脹率有一定的正向影響，因此，在模型三中加入了滯后2 期的通貨膨脹率，以考察滯后2期通貨膨脹對當(dāng)期通貨膨脹率的影響作用(估計(jì)結(jié)果見表5)。模型三J統(tǒng)計(jì)量的P 值為0.323782，說明模型整體是顯著有意義的。各變量系數(shù)都顯著地不為0，滯后1期的通貨膨脹對當(dāng)期通貨膨脹率有一定的正向影響作用，而滯后2期的通貨膨脹系數(shù)為負(fù)，究其原因，可能是因?yàn)榇嬖谥T多的不確定性因素，使得通貨膨脹預(yù)期受到通貨膨脹率和經(jīng)濟(jì)環(huán)境的顯著影響。

　　模型四在模型三的基礎(chǔ)上引入了向前1期的通貨膨脹率作為理性預(yù)期估計(jì)，結(jié)果見表6。可以看到，各變量的估計(jì)系數(shù)都能通過顯著性檢驗(yàn)，并且由J統(tǒng)計(jì)量的P值為0.298159可知，模型四的整體設(shè)定是顯著有意義的，并且各變量系數(shù)特征與基于全國數(shù)據(jù)建立的回歸模型是一致的，這也說明之前假設(shè)的回歸模型是合理的。從經(jīng)濟(jì)意義方面來看，1階滯后的適應(yīng)性預(yù)期估計(jì)系數(shù)為正，表明上一期的通貨膨脹率會(huì)對當(dāng)期的通貨膨脹率產(chǎn)生正向的影響作用，而2階滯后的適應(yīng)性預(yù)期估計(jì)系數(shù)為負(fù)，與模型三結(jié)果相同。通貨膨脹的理性預(yù)期其估計(jì)系數(shù)顯著為正，這表明人們對當(dāng)期通貨膨脹的理性預(yù)期會(huì)對當(dāng)期的實(shí)際通貨膨脹率產(chǎn)生較大的正向影響。產(chǎn)出缺口的系數(shù)明顯為正，表明模型中產(chǎn)出缺口對當(dāng)期通貨膨脹率的影響作用是正向的，這與菲利普斯曲線中產(chǎn)出缺口對通貨膨脹率的正向促進(jìn)關(guān)系相符，產(chǎn)出缺口估計(jì)系數(shù)為0.03802，表明該模型中產(chǎn)出缺口對通貨膨脹率變動(dòng)有合理解釋，這樣，模型四與模型三不但得到同樣的結(jié)論，而且還綜合了適應(yīng)型預(yù)期與理性預(yù)期因素，這在我國現(xiàn)階段的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中是符合實(shí)際的。

　　同時(shí)引入適應(yīng)性預(yù)期和理性預(yù)期的模型能夠明顯地對比出二者對于當(dāng)期通貨膨脹率的影響情況，可以看到，表6中理性預(yù)期的估計(jì)系數(shù)顯著大于適應(yīng)性預(yù)期，這表明在中國的通貨膨脹動(dòng)態(tài)變動(dòng)之中，理性預(yù)期的影響作用已經(jīng)能夠與適應(yīng)性預(yù)期相提并論。

　　綜合上述分析，本文得出適合中國實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況的是模型四所表示的菲利普斯曲線，它不但能夠明顯地反映產(chǎn)出缺口與通貨膨脹之間的關(guān)系，而且對適應(yīng)性預(yù)期和理性預(yù)期在中國經(jīng)濟(jì)中的適用性進(jìn)行了對比分析。

　　為了驗(yàn)證產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率之間是否存在反向因果關(guān)系，在模型五中分別引入了通貨膨脹率滯后1期和 2期與產(chǎn)出缺口產(chǎn)生的交叉項(xiàng)單獨(dú)建模分析，表7估計(jì)結(jié)果顯示，除了滯后2期的通貨膨脹率和滯后1期通貨膨脹率與產(chǎn)出缺口的交叉項(xiàng)外，各變量的估計(jì)系數(shù)均是顯著的，由J統(tǒng)計(jì)量的P值為0.246792可知，模型的整體設(shè)定是顯著有意義的。通貨膨脹率滯后1期、滯后2期與產(chǎn)出缺口形成的交叉項(xiàng)估計(jì)系數(shù)為負(fù)，這表明產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率的滯后1期與滯后2期之間的反向因果關(guān)系都存在，也就是說，如果前期的通貨膨脹率越高，那么當(dāng)期產(chǎn)出缺口對通貨膨脹的影響作用就會(huì)降低。但是二者之間這種反向因果關(guān)系存在一定的滯后性，可以看到，滯后2期的通貨膨脹率前的系數(shù)(-0.056643)的絕對值明顯比滯后1 期通貨膨脹率系數(shù)(-0.00113)的絕對值更大，說明反周期調(diào)節(jié)存在時(shí)滯現(xiàn)象，因?yàn)閺囊庾R(shí)到經(jīng)濟(jì)形勢變化到著手實(shí)施政策調(diào)控，政策當(dāng)局的反應(yīng)都會(huì)產(chǎn)生一定的時(shí)間間隔，而新的政策對經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的作用也需要較長的一段時(shí)間，政府的政策調(diào)控作用在較為明顯的政策滯后效應(yīng)的影響之下常常較難達(dá)到最初的預(yù)期目標(biāo)，而且在發(fā)生逆轉(zhuǎn)的經(jīng)濟(jì)形勢下，通常還會(huì)使經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)更加劇烈。

　　3 結(jié)論

　　本文首先基于狀態(tài)空間模型的Kalman濾波方法估算了潛在產(chǎn)出和產(chǎn)出缺口，然后在選擇出適合中國經(jīng)濟(jì)形勢的菲利普斯曲線模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建產(chǎn)出缺口與通貨膨脹的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，分析二者之間的關(guān)系。通過以上研究，本文得出如下結(jié)論：

　　(1)同時(shí)引入適應(yīng)性預(yù)期和理性預(yù)期的模型四是最符合中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀的菲利普斯曲線。即在傳統(tǒng)菲利普斯曲線的基礎(chǔ)上，加入通貨膨脹預(yù)期，以預(yù)期和產(chǎn)出缺口構(gòu)建的新凱恩斯菲利普斯曲線模型。

　　(2)理性預(yù)期的影響作用大于適應(yīng)性預(yù)期。通貨膨脹理性預(yù)期的估計(jì)系數(shù)顯著大于適應(yīng)性預(yù)期，表明在中國通貨膨脹的動(dòng)態(tài)變動(dòng)之中，理性預(yù)期的影響作用已經(jīng)開始逐漸凸顯，這說明在中國宏觀經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長的環(huán)境下，經(jīng)濟(jì)人已經(jīng)不僅僅是靠通貨膨脹率的歷史信息來預(yù)測當(dāng)期的通貨膨脹變動(dòng)情況，而是會(huì)綜合分析利用其所能獲得的一切有用信息來判斷未來通貨膨脹率的變動(dòng)走勢。

　　(3)產(chǎn)出的變動(dòng)仍然是影響甚至制約通貨膨脹的主導(dǎo)力量。存在適應(yīng)性預(yù)期的通貨膨脹模型中，存在著通貨膨脹“慣性”，并且理性預(yù)期的影響作用也是不容忽視的，但是產(chǎn)出仍然是影響甚至制約通貨膨脹的主導(dǎo)力量，在這種力量的干擾下，通貨膨脹“慣性”將會(huì)被打破，在產(chǎn)出缺口為正的情況下，通貨膨脹壓力隨之而來，若總需求繼續(xù)上漲，在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論作用機(jī)制下就會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹發(fā)生。