产业结构调整与中国通货膨胀缺口持久性文档格式.docx
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1002-7246（2012）03-∞14-15一、引言自2010年下半年以来，人民银行已连续多次调高法定存款准备金比率和商业银行存贷款利率，以试图抑制消费者物价指数不断攀升的趋势。
从目前的情况来看，虽然通货膨胀加剧的趋势得到了有效的缓解，但CPI仍高位运行。
与此同时，央行的调控行为是否;
反应过度;
也受到了相关学者的质疑（王松奇，2011）。
在此背景下，本次通货膨胀会持收稿日期:
2011-09-03作者简介:
潘敏，武汉大学经济发展研究中心教授，E-mail:
mpan@.缪海斌，武汉大学经济与管理学院博士研究生.E-mail:
yangtzemhb@1634>
>
.*本文为2010年教育部人文社会科学重点研究基地重大项目;
逆周期宏观调控政策与中国经济平衡增长研究;
（课题批准号:
lOJJD790003）以及武汉大学自主科研项目（人文社会科学）的阶段性成果，得到;
中央高校基本科研业务费专项资金;
资助。
感谢匿名审稿人的宝贵意见和建议，当然，作者文责自负。
14
2012年第3期产业结构调鼓与中国通货膨胀缺口持久性15续多久?
导致我国通货膨胀压力持续加大的因素是什么?
现阶段中国通货膨胀的运行呈现出何种特征?
这一系列问题引起了国内外学术界的普遍关注。
显然，对这些问题的回答需要我们对现阶段中国通货膨胀运行的动态特征及其影响因素进行客观评估和把握。
现有相关研究表明，通货膨胀的动态变化呈现出波动性和持久性的特征。
波动性反映了通货膨胀的短期波动，而持久性则刻画了通货膨胀在受到随机扰动因素冲击后返回到它的稳态水平所需的时间（FuhreranclMoore,1995;
Fuhrer，2010）。
通货膨胀序列吸收冲击的速度越&
快，所需的时间越短，则持久性水平越低;
反之，持久&
性水平越高。
持久性反映了物价总水平持续性上涨的这一主要特征。
因此，只有客观评估现阶段中国通货膨胀持久性特征及其影响因素，才能准确判断本次通货膨胀的变化趋势，找准央行货币政策的着力点和力度，把握政策的可能效果。
近年来，在借鉴国外通货膨胀持久性理论和实证研究成果的基础上，部分学者对中国通货膨胀持久性的特征和影响因素进行了研究。
从通货膨胀持久性的动态特征来看，张成恩和刘志刚（2007）的研究表明，我国不同地区的通货膨胀持久性存在明显差异;
张屹山和张代强（2008）对中国通胀率波动路径的实证检验则显示，中国通货膨胀率在加速和减速两个状态下都具有高持久&
性，并且加速通胀阶段的持久性更高;
王君斌等（2011）基于动态新凯恩斯主义视角的研究表明，1992-2009年期间，在扩张性货币政策冲击下，通货膨胀率上升，表现出较强的通货膨胀持久性，但在中远期会出现通货紧缩。
另一方面，就通货膨胀持久性的影响因素而言，Zhang（2011）认为，中国通货膨胀持久性的结构性变化主要是由于有效的货币政策和稳定的通货膨胀预期;
欧阳志刚和史焕平（2010）认为，需求冲击对通货膨胀具有正向长期持久效应，供给冲击则对通货膨胀具有负向长期持久效应，而黄桂田和赵留彦（2010）则认为需求冲击下的通货膨胀是顺周期的，供给冲击下的通货膨胀则无显著的周期性。
毫无疑问，现有研究为我们深入考察和分析中国通货膨胀持久性的动态特征及其影响因素提供了理论基础。
但是，上述研究在以下几个方面值得进一步探讨。
首先，在分析中国通货膨胀运行的动态特征时，现有研究均采用通货膨胀的实际值作为通货膨胀持久性的替代变量，这意味着通货膨胀的静态水平为O或者是恒定不变的常数（Korenoketal.，2010）。
虽然，这种研究具有统计学上的意义。
但是现实中，央行在制定和执行货币政策时，通货膨胀目标值并非一成不变，而是经常根据客观经济形势进行调整（郑挺国和刘金全，2010）①。
为使通货膨胀持久性的研究更加符合政策目标的需要，许多学者指出，在研究通货膨胀持久性时，应采用通货膨胀缺口，即通货膨胀的实际值和趋势通货膨胀（也可用货币政策目标值替代）之差（也称为通货膨胀缺口持久性）来代替通货膨胀实际值，从而保证在通货膨胀目标值发生变化的情形下准确刻画通货膨胀的动态特征，避免直接使用通货膨胀实际值而不考虑通货膨胀目标值变动可能导致的通货膨胀持久性高估和①2011年中国CPI目标值由2010年的3%上调为4%。
16总第381期4、Jr&
lt;
&
f也不必要的政策成本刊ogleyetal.,2010;
Mishkin,2007等）①;
其次，现有研究在论及影响通货膨胀持久性动态变化的影响因素时，主要从经济总量和宏观政策着手，而较少涉及经济结构调整对通货膨胀持久性的冲击和影响。
从理论上看，Schultze（1960）有关通货膨胀成因的;
需求移动论;
认为，由于产业结构的变化，部门发展出现明显差异，需求将在部门之间发生转移，在短期生产要素缺乏流动性、工资和价格缺乏向下弹性的情况下，即使总需求不发生变化，也会引发结构性通货膨胀。
这种部门发展结构的不平衡，是发展中国家在转轨时期的普遍现象。
事实上，在经济总量快速增长的同时，我国经济结构也在发生着显著的变化，处在不断发展变化进程中的经济结构和经济发展模式等因素也有可能影响通货膨胀的动态持久性特征（张成思，2009）0Osan叫2011）对中央银行偏好、经济结构与通货膨胀持久性变化之间关联的研究也表明，经济结构和冲击类型是影响通货膨胀动态性的重要因素。
因此，无论是从现实还是从理论上看，我们都有理由相信，在中国经济结构转型的一个较长时期内，即使在国内外周期性货币因素减弱后，伴随着结构调整中增长动力在行业间的部分转移，产业结构的变化可能是导致通货膨胀持久性不稳定的因素之一。
再次，在对中国通货膨胀持久性进行估计时，现有研究大多采取传统单变量自回归方法进行估计。
单变量;
方法具有模型简单明了、参数易于估计的优点，但无法识别不同来源的通胀持久性，有可能因为遗漏了驱动通货膨胀的重要因素，从而得出不可靠的结论，尤其是容易高估通货膨胀持久性（CecchettiandDebelle,2006）。
有鉴于此，本文将通货膨胀缺口引人菲利普斯曲线模型，采用新凯恩斯混合菲利普斯曲线（HybidNewKeynesianPhillipsCurve,HNKPC）对1996-2010年期间中国通货膨胀缺口的持久性特征进行考察，并运用Blanchard-Quah结构分解方法分析产业结构调整对通货膨胀缺口持久性的影响。
结果表明，与现有的研究结果相比，单变量和多变量模型评估的中国通货膨胀缺口持久性都明显较低。
并且，加入各产业结构变量后，通货膨胀缺口持久性都明显下降。
通货膨胀缺口受第一、二、三产业结构冲击减弱至O的时期分别为3，3，2个季度;
第一产业短期会对通货膨胀持久性缺口产生正向冲击，而第二和第三产业短期会对通货膨胀缺口持久性产生负向冲击;
总体来看，第一和第二产业的发展弱化了通货膨胀缺口持久性，第一产业的作用更为显著，而第三产业则强化了通货膨胀缺口持久性。
各产业结构对通货膨胀缺口持久&
性的冲击力度大小分别为第一、三、二产业。
本文在以下三个方面有别于现有相关文献:
首先，在通货膨胀持久性变量的选取上，本文采用的是通货膨胀缺口，而非通货膨胀的实际值。
这将有利于克服稳态通货膨胀为O或恒定常数的假设可能导致的通货膨胀持久性的高估;
其次，在研究视角方面，本文重点考察了产业结构调整对通货膨胀缺口持久性的冲击影响，其研究结果将有利于为央行在货币政策制定和执行中权衡保增长、调结构和稳物价三者之间的关系提供理论依据;
再次，在通货膨胀缺口持久性估计方法上，本文采用新凯恩斯混合菲利普斯曲线对通货膨胀①FangYao（2011）从微观厂商定价行为的视角论证了在新凯恩斯混合菲利普曲线方程中用通货膨胀缺口代替通货膨胀的可行性。
W12年第3期产业结构调整与中国通货膨胀缺口持久性17持久性进行估计，以期尽可能多地捕捉不同冲击对通货膨胀缺口持久性的影响。
本文余下部分的构成为，第二部分是有关中国通货膨胀缺口持久性评估的理论背景、模型设定与变量选取的说明;
第三部分是实证结果分析;
第四部分是相关结论与政策含义。
二、理论背景、模型设定与变量选取
（一）模型的理论背景前述表明，通货膨胀持久性是指通胀率在受到随机扰动因素冲击后返回到它的均衡水平所需的时间。
通货膨胀持续性越强，其偏离均衡水平趋势持续的时间就越久。
通货膨胀持久性程度可以用通货膨胀调整方程来评估。
评估方程主要包括传统自回归（AR）单变量通货膨胀调整方程和新凯恩斯菲利普斯曲线多变量调整方程O1.传统自回归估计模型评估通货膨胀持久性最常用的方法就是对通货膨胀的滞后项进行回归，如模型（IA），然后计算通货膨胀滞后项系数总和，即通货膨胀持久性，其实质是描给了在通货膨胀的动态走势中一个单位的随机冲击对通货膨胀带来的累进效应。
通货膨胀滞后项系数总和越大，通货膨胀回归到O值水平所需时间越长。
如果系数总和接近1，则随机冲击对通货膨胀有长期影响。
如果系数总和小于1，则随机冲击对通货膨胀影响只是暂时的，不久将恢复到O值水平，即通货膨胀持久性与通货膨胀受到外部冲击的持续时间正相关。
节=β。
+βl代-1+立伊k&
Ti;
-k+S,,E[s,J=O,var（s,）=σ:
（lA）模型（1A）中叽表示通货膨胀率，k表示滞后阶数，β。
为常数项，s，表示序列无关扰动项。
在-定程度上滞后期通货膨胀捕捉了通货膨胀的真实持久性。
由于模型中的滞后项之间可能存在一定的共线性，直接对（lA）式进行回归，可能会影响单个滞后项系数的标准差估计的精确性，从而会影响统计推断的结论。
有鉴于此，O&
Reilly和Whelan（2∞5）对公式（IA）进行了重新改写:
7T,=β。
+p7Tt-I+L.ψk~7Tt-k+矶，E[s，J=0,var（s,）=σ:
（lB）模型（IB）中，~7T&
_k为通货膨胀差分项，p为模型（IA）中各滞后项的系数和，即通货膨胀持久性系数。
p是样本期内通货膨胀对随机冲击反应的关键决定因素，同时11（1-ρ）给出了无限时域（infinite-horizon）通货膨胀对随机冲击的反应。
使用ρ而不是模型（lA）中各滞后项系数和表示的通货膨胀持久性系数，是因为前者可以在存在单位根或者共线性的情形下，获得适当的通货膨胀持久性系数估计值。
2.扩展的新凯恩斯混合菲利普斯曲线模型单变量向量自回归方法具有模型简单明了、参数易于估计的优点，但元法识别不同来源的通货膨胀持久性，有可能因为遗漏了驱动通货膨胀的重要因素，从而得出不可靠的结
总第381期184、&
树也论。
因此，许多学者在研究通货膨胀持久性时采用了新凯恩斯菲利普斯曲线模型。
但在纯粹的新凯恩斯菲利普斯曲线模型中，通货膨胀是一个完全的前瞻性变量，无法反映出通货膨胀持久性特征，Gali和Gertler（1999）通过加人通货膨胀的滞后结构，对前瞻性通货膨胀调整方程进行扩展，提出了新凯恩斯混合菲利普斯曲线。
依据该模型可以将通胀持久性的来源归纳为产出缺口或边际成本的波动、通货膨胀历史水平和通货膨胀预期三个因素。
此后，相关学者在HNKPC模型的基础上进行了扩展，以期尽可能全面捕捉通货膨胀影响因素的不同来源（PO川凹，2010）。
综合现有研究，一般形式扩展的新凯恩斯混合菲利普斯曲线模型为:
飞=o+ρ飞\+工ψAτ叫+（1-ρ）E,[11’1+\]+卢认+γX，+eE[e,]=0var（e,）=σ:
（2）其中，代表示通货膨胀，y，表示产出缺口，E（节1+1）表示通货膨胀率预期，X，表示其他的冲击变量。
（二）模型设定上述模型在评估通货膨胀持久性的变化特征和影响因素时，均假定通货膨胀的静态水平为O或者是恒定不变的常数，从而采用通货膨胀的实际值作为通货膨胀持久性的替代变量（Korenoketal.，2010）。
但在现实中，各国央行在制定和执行货币政策时，通货膨胀目标值并非一成不变，而是经常根据客观经济形势进行调整。
在此情况下，如果不考虑通货膨胀目标值变动而直接使用通货膨胀实际值，则有可能导致通货膨胀持久性的高估和不必要的政策成本刊ogleyetal.，2010）。
因此，许多学者指出，在研究通货膨胀持久性时，应采用通货膨胀缺口来代替通货膨胀实际值，从而保证在通货膨胀目标值发生变化的情形下准确刻画通货膨胀的动态特征（CogleyandSbordone,2∞8;
CoibionandGorod?
nichenko,2011）。
基于此，我们在上述单变量和多变量模型中引人通货膨胀缺口，构建本文的评估模型。
1.基于通货膨胀缺口的单变量自回归模型对于单变量自回归模型，我们在前述模型（1B）的基础上使用通货膨胀缺口调整方程来评估通货膨胀缺口持久性，对通货膨胀缺口的滞后项进行回归可得到:
节gap=β。
+p11&
~~~+立ψAτ~~~+e,,E[e,]=0,var（e,）=σ;
（3）模型（3）中，.1智红为通货膨胀缺口差分项，p为模型（1A）中各滞后项的系数和，即通货膨胀缺口持久性系数。
我们选择通货膨胀缺口的一阶差分滞后项，所以残差项不能表示序列相关性，在这里我们运用LM序列相关性检验进行诊断检验，以保证自回归模型在传统显著性水平下不存在序列相关性。
同时，我们采用White和Breush-Pagan方法进行异方差检验，并且使用Newey-West稳健性误差方法以校正异方差。
2.基于通货膨胀缺口的新凯恩斯混合菲利普斯曲线方程同样地，对于多变量评估模型，我们在模型
（2）中加入通货膨胀缺口的滞后结构，同
2012年第3期产业结构调整与中国通货膨胀缺口持久性19时，假定通货膨胀预期和通货膨胀目标值相等（SophoclesandMigiakis,2011），即可得到关于通货膨胀缺口的新凯恩斯混合菲利普斯曲线方程:
τrfap=β。
+p节了才+β2Y&
+γX，+8,E[8,J=0Var（8,）=σ:
（4）其中，τf叩表示通货膨胀缺口，p表示通货膨胀缺口持久性系数，Y，表示产出缺口，X,表示其他冲击变量，如产业结构调整变量。
3.通货膨胀缺口持久性动态评估模型前述研究方法给出了各变量之间的静态或者是平均变化规律，但无法刻画不同时期各变量之间的动态变化关系。
本文的目的在于评估产业结构变化对通货膨胀缺口持久性的冲击。
因此，有必要在需求冲击和供给冲击的基础上分解出产业结构冲击的影响。
基于此，我们利用Bla配hard-Quah（1989）提出的对结构性冲击进行长期约束的方法来识别中国通货膨胀缺口持久性变动中的产业结构冲击。
Bla配hard-Quah（1989）与其他结构分解方法最大的不同之处在于，他们将Y，看成是内生变量，而8，则代表外生变量，在模型中分别代表总需求冲击、总供给冲击和产业结构调整冲击。
依据Coveretal.（2006）的方法，我们构建扩展的三变量Blanchard-Quah结构分解模型，即瓦=（τ俨，只，X，）&
0按照Wold分解定理，Y，可以写成如下的表达式:
（5）飞=A（0）8,+A
（1）8’_1+...=主剧。
）8时其中8，即为三种结构性冲击构成的结构性冲击向量，且有var（8）=108代表（5）式中矶的总体。
由于无法直接观测到这三种结构冲击，我们根据VAR的估计值获取它们的信息。
因此，可先对毛进行VAR分析，然后转化为下述的[il]量移动平均（VectorMovingAverage,VMA）过程:
（6）飞=es+C
（1）es1+·
=ZC（j）et寸其中va巾）=乏，e代表（4）式中e，的总体，三称为新息的方差/协方差矩阵。
比较（5）式和（6）式，如果对于任何的j（j=0,1,2,,）都有一个矩阵A（O）使得e+=tjA（0）8&
+j成立，则有A，+j=C&
+jA（O）成立。
因此，我们首先需要找到A（O），随后就可以由e，分解出每个时期t的结构性冲击矶，这样由（6）式就可将Y，表示成8，中三种结构性冲击的函数，这个过程即为冲击分解（shocksdecomposition），且这样分解出来的三种结构性冲击相互之间是正交化的。
矩阵A（O）有9个元素，需要9个约束条件才能将其求解出来。
由上述条件易知:
三=A（O）A（O）I（7）而对称矩阵三可以通过上述的VAR估计出来，因此，由（7）式我们可以得到关于A（O）的9个元素的6个约束方程，但还需要另外的3个约束条件。
在作另外3个约束条件时，我们按照Blanchard-Quah（1989）的方法对冲击的影响进行长期约束。
为此，我们须对8，中的三个结构性冲击赋予明确的经济含义。
与他们的约束方法一致，我们认
20总第381期4、..硝也为，中国产出缺口同时受到供给冲击（c;
）和需求冲击（c~）的影响。
由于瓦中有3个变量，我们还可以分解出第三种结构性冲击。
我们将第三种结构性冲击定义为产业结构冲击，记为c;
（i=1,2,3），这样我们就可以分析各产业结构调整对通货膨胀持久性的动态影响。
在规定好三种结构冲击之后，将（5）式中的c，写作c，=（瓦，瓦，c:
）。
依照Blan?
chard-Quah（1989），长期产出缺口不受需求因素的影响，依据（5）式可以得到如下约束方程:
（EA（j）SE寸）23=0（8）此外，依据需求移动理论，除产业结构冲击外其它两个冲击对通货膨胀的长期影响为0，则可得如下两个约束方程:
（9）（EA（归_j）12=0（I,A（j）c,_）13=0（10）通过上述（7）至（10）式，我们可以从e，中分解出矶，从而可以分析c，中各种结构性冲击对瓦中各变量的动态影响。
（三）变量选取与数据说明依前所述，进入模型中的变量有通货膨胀缺口、产出缺口和产业结构变量。
1.通货膨胀缺口。
通货膨胀缺口7俨=π-7T:
咱\表示实际通货膨胀率与通货膨胀目标值的暂时偏离。
实际通货膨胀率按惯例采用消费者价格指数表示。
通货膨胀目标值测度方法有两种:
一是用趋势通货膨胀（TrendInflation）表示通货膨胀目标值（如Sbor?
done,2007;
CoibionandGorodnichenko,2011等）。
趋势通货膨胀通常采用退势方法估计，如HP滤波、BK滤波、CF滤波、不可观测模型等方法，不同的退势方法会得出不同的结果，进而会导致分析结果的不同;
二是依据政府或者相关研究机构公布的通货膨胀目标值（如Conwayetal.，2010;
李成等，2011）0Cogleyetal.（2010）指出，在分析中央银行货币政策的传导时滞和有效性时，使用政府公布的通货膨胀目标来构建通货膨胀缺口，能更好的反映通货膨胀持久性特征。
因此，我们采用Conwayetal.（2010）和国内部分学者（谢平等，2002;
郑挺国等，2010）给出的中国通货膨胀目标值来测度通货膨胀缺口，该估计值与历年中国政府工作报告和其他官方文件公布的通货膨胀目标值基本一致（李成等，2011）。
采用这种接近于真实情况的时间序列得到的研究结果将更能反映中国通货膨胀缺口的现实，其政策含义也更具有参考价值。
基于此，本文采用该估计值①，所估计的中国通货膨胀缺口见图1。
2.产出缺口。
产出缺口是实际产出与潜在产出之差。
测度潜在产出的方法主要有①1998年至2010年的通货膨胀目标值来自Conwayetal.（2010）的估计值，依次为5%、2%、1%、2%、2%、1%、3%、4%、3%、3%、4.8、4%和3%，1996年和1997年的通货膨胀目标值根据谢平等（2∞2）和郑挺国等（2010）的估计，取值为4%。
2012年第3期产业结构调整与中国通货膨胀缺口持久性216.∞4.002.000.00∞-I∞l∞∞l--l444itill---α3mαFENAMg-E【叶E?
HvαmmRNα-δSNS寸NSmNgαNXE-QαNm3gmNmgNNα-α吝∞mαNαNgN叶内XEREE-CN凉。
由尘区【卜∞会军肖远EE-SNgNgN白血【）ONNN图1中国通货膨胀缺口趋势估计法（如HP滤波，BK滤波、CF滤波等）、生产函数法、以及动态随机一般均衡法等。
部分学者基于生产函数方法估计了中国的潜在产出（如中国人民银行营业管理部课题组，2011），但该方法以新古典增长理论为理论基础，对数据质量和可获性有很强的限制性，且该生产函数易受到经济结构调整的影响而不稳定，具体测度不确定性较大;
而动态随机一般均衡方法估计潜在产出时，模型构建过于复杂，受个体行为设定和外生冲击影响较大，复杂的微观结构对宏观变量间的相关系数有严格约束，容易导致模型参数难以识别，从而影响测度结果。
相比较而言，趋势估计法通过分离经济增长率的波动成分，保留其趋势成分作为潜在产出，是一种传统的简单易行的估计方法。
该方法在研究产出缺口相关问题时得到广泛应用，并且常融合到菲利普斯曲线的研究中。
尽管不同的趋势估计方法会得出不同的结果，进而可能导致分析结果的不同，但大多数学者在采用新凯恩斯混合菲利普斯曲线分析中国通货膨胀动态特征时均采用HP滤波方法来估计中国的产出缺口（如刘斌和张怀清，2∞1;
范爱军和韩青，2∞9;
郑挺国和王霞，2010;
吕越和盛斌，2011等）。
有鉴于此，本文的产出缺口由常用的HP滤波估计方法得到。
3.产业结构调整变量。
我们以各产业的加权经济增长率对经济增长的贡献率作为各产业结构调整的代理变量。
即各个产业的加权增长率为各产业的经济增长率与其在GDP中所占权重的乘积，其权重为对应上一年度同期各个产业占国内生产总值的比重。
这一指标能够更好地反映产业结构的动态变化特征（殷剑锋，2010）。
各产业加权经济增长率对国民经济增长率的贡献率计算公式为:
几=（industryilXωeight川）/三（industry;
xweighti.t-4），其中，X为各产业贡献率，industrYil为各产业经济增长率，weight.叫为各产iti业比重=1，2，3。
本文数据来自国际金融统计（IFS），都使用季度同比数据，样本期间为1996年第一季度至2010年第四季度。
各变量单位根检验的结果显示，都在5%显著性水平下满足1（0）。
22总第381期4、&
何记三、实证检验与结果分析
（一）通货膨胀缺口持久性的变化特征分析我们首先估计基于通胀缺口的单变量自回归模型（3），该模型是只包含通货膨胀缺口霄俨滞后项的自回归AR（4
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