勞動(dòng)生產(chǎn)率與中國菲利普斯曲線的門限轉(zhuǎn)換特征

趙紅梅 易卓睿

一、引言與文獻(xiàn)綜述

著名的新西蘭經(jīng)濟(jì)學(xué)家 Phillips(1958)通過研究英國的貨幣工資增長率與失業(yè)率之間的替代關(guān)系(負(fù)向關(guān)系)，提出了著名的菲利普斯曲線。這種工資與失業(yè)之間的權(quán)衡關(guān)系迅速引起了經(jīng)濟(jì)學(xué)家們的關(guān)注。Samuelson和 Solow(1960)將原始的工資與失業(yè)之間的菲利普斯曲線轉(zhuǎn)化為失業(yè)與通貨膨脹之間的權(quán)衡關(guān)系，并指出政策的制定者需在失業(yè)與通脹之間進(jìn)行取舍。Friedman(1968)、Phelps(1967)又將通脹預(yù)期與自然失業(yè)率引入菲利普斯曲線進(jìn)行擴(kuò)展，根據(jù)奧肯定理，用產(chǎn)出缺口來代替失業(yè)率缺口，建構(gòu)了目前學(xué)術(shù)界最為流行的反映通脹率與產(chǎn)出缺口之間關(guān)系的第三代菲利普斯曲線，其中產(chǎn)出缺口被定義為實(shí)際產(chǎn)出對(duì)潛在產(chǎn)出的偏離，而潛在產(chǎn)出指所有資源無效率損失地被用于生產(chǎn)且失業(yè)率等于自然失業(yè)率時(shí)的最大可能產(chǎn)出，是可以持續(xù)且不會(huì)增加通脹壓力的一種產(chǎn)出狀態(tài)。這種類型的菲利普斯曲線表明，潛在產(chǎn)出不是不可以超出，只是一旦實(shí)際產(chǎn)出超過了潛在水平，即產(chǎn)出缺口為正值時(shí)，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行會(huì)繃得較緊，經(jīng)濟(jì)會(huì)變得過熱，從而帶來通貨膨脹的壓力。以上三種類型的菲利普斯曲線確實(shí)在 20世紀(jì)50年代與60年代很好地反映了西方國家宏觀變量之間的關(guān)系。然而，進(jìn)入20世紀(jì)70年代之后以及在90年代此曲線兩次受到了挑戰(zhàn)。20世紀(jì)70年代的美國和大多數(shù)經(jīng)合組織(OECD)國家都出現(xiàn)了“滯脹”的現(xiàn)象，高通脹和高失業(yè)同時(shí)存在，而90年代低通脹與低失業(yè)率在這些國家同時(shí)出現(xiàn)，這些都明顯與原始的菲利普斯曲線理論相矛盾，因而引發(fā)經(jīng)濟(jì)學(xué)界的廣泛關(guān)注。由此新凱恩斯菲利普斯曲線孕育而生。新凱恩斯菲利普斯曲線表明，經(jīng)濟(jì)在短期內(nèi)存在通貨膨脹率與失業(yè)率之間的替代關(guān)系，替代關(guān)系是因?yàn)槊x價(jià)格和名義工資粘性的存在，因此名義調(diào)整粘性構(gòu)成了新凱恩斯菲利普斯曲線成立的前提條件。Taylor(1980)、Calvo(1983)在前人的基礎(chǔ)上，在宏觀經(jīng)濟(jì)的分析中引入理性預(yù)期與粘性價(jià)格的微觀基礎(chǔ)，提出了向前型(Forward-looking)的菲利普斯曲線。Furhrer和 Moore(1995)考慮了通脹持久性的事實(shí)，將通脹的滯后項(xiàng)加入方程，構(gòu)建了包含向前預(yù)期與向后(Backward-looking)預(yù)期的混合型的菲利普斯曲線。隨后，Gordon(1998)提出了包括需求拉動(dòng)、成本推動(dòng)、通脹慣性“三因素”的菲利普斯曲線，Gali和Gertler(1999)提出了包含超額總需求、通脹預(yù)期、通脹慣性的菲利普斯曲線，這兩種類型的菲律普斯曲線也是當(dāng)前學(xué)者運(yùn)用最廣泛的類型。除此之外，Mankiw(2004)、Reis(2002)以有限信息假設(shè)為前提，提出了以粘性信息來代替粘性價(jià)格的菲利普斯曲線，以產(chǎn)出、產(chǎn)出增長率、通脹預(yù)期來構(gòu)建菲利普斯曲線模型，解決了貨幣政策滯后性與通脹持續(xù)性等問題。Dupor(2010)則將粘性價(jià)格與粘性信息同時(shí)加入曲線，構(gòu)建了雙粘性的菲利普斯曲線。至此將曲線的微觀基礎(chǔ)又向前推進(jìn)了一步，同時(shí)也在構(gòu)建菲利普斯曲線時(shí)對(duì)完全理性人的假設(shè)進(jìn)一步放寬。

以上學(xué)者在實(shí)證研究菲利普斯曲線的時(shí)候都過度依賴于一個(gè)重要的假設(shè)，即菲利普斯曲線是線性的。20世紀(jì)90年代出現(xiàn)的互聯(lián)網(wǎng)“新經(jīng)濟(jì)”時(shí)代使美國的通脹也能在較低失業(yè)率的情形下維持較低的水平，這一現(xiàn)象再一次向線性的菲利普斯曲線發(fā)出了質(zhì)疑，對(duì)此很多學(xué)者從非線性或非對(duì)稱的角度去考察通脹的動(dòng)態(tài)運(yùn)動(dòng)機(jī)制。Schaling(1998)指出，線性的模型忽略了在不同的經(jīng)濟(jì)周期下通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的反應(yīng)。Skalin(1999)選取了瑞典的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果支持了菲利普斯曲線存在非線性的特征。Enders(2002)對(duì)澳大利亞的菲利普斯曲線的動(dòng)態(tài)運(yùn)動(dòng)過程進(jìn)行了研究，結(jié)果表明澳大利亞的菲利普斯曲線在高通脹與低通脹間存在著顯著的非線性轉(zhuǎn)換特征。Dolado(2004)考察了美國的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于繁榮期時(shí)，菲利普斯曲線會(huì)呈現(xiàn)凸形，但是當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于蕭條期時(shí)，菲利普斯曲線會(huì)呈現(xiàn)凹形。這表明菲利普斯曲線會(huì)因其處于不同的周期階段而發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)移。Huh等(2009)運(yùn)用了邏輯平滑轉(zhuǎn)換自回歸(LSTAR)模型，以失業(yè)率為門限變量，刻畫了美國菲利普斯曲線非線性的特征。Hasanov(2010)采用時(shí)變平滑轉(zhuǎn)移自回歸(TV-STR)模型刻畫了土耳其的通貨膨脹與產(chǎn)出缺口之間的非線性特征。

早期國內(nèi)學(xué)者如趙留彥等(2005)、 梽胡日東和蘇 芳(2008)等對(duì)中國通貨膨脹本身的非線性、貨幣政策的不對(duì)稱性進(jìn)行了研究，這是對(duì)中國非線性菲利普斯曲線的初步探索。近幾年來關(guān)于中國的非線性菲利普斯曲線的探索主要側(cè)重兩方面：一方面是探究曲線的非線性形狀，在曲線方程中引入產(chǎn)出缺口的多次方項(xiàng)來探究菲利普斯曲線的凸形態(tài)或凹形態(tài)。如許冰和章上峰(2008)應(yīng)用半?yún)?shù)模型，發(fā)現(xiàn)三次多項(xiàng)式的函數(shù)可以很好地?cái)M合中國菲利普斯曲線。另一種是采用研究時(shí)間序列結(jié)構(gòu)變化的方法來捕捉菲利普斯曲線的變化，這類研究主要分兩個(gè)方向：一是馬爾可夫機(jī)制轉(zhuǎn)移(Markov Regime Switching)模型及其相關(guān)的衍生模型(包括多元的模型)。此種模型往往假設(shè)機(jī)制的轉(zhuǎn)換是由外生不可觀測的馬爾可夫鏈決定的，轉(zhuǎn)換發(fā)生的原因和時(shí)間無法得到解釋。例如劉金全等(2006)運(yùn)用馬爾可夫機(jī)制轉(zhuǎn)移模型探究了新凱恩斯菲利普斯曲線，發(fā)現(xiàn)在中國短期內(nèi)并不存在產(chǎn)出與通脹之間顯著的關(guān)系，但長期上存在菲利普斯曲線的關(guān)系，且曲線是長期不同波動(dòng)性機(jī)制的聚類過程。孟慶斌(2014)在此基礎(chǔ)上應(yīng)用馬爾可夫自回歸的方法，在三因素的菲利普斯曲線的理論框架下，研究了開放條件下中國通貨膨脹的非線性特征，發(fā)現(xiàn)高通脹往往對(duì)應(yīng)著負(fù)向的產(chǎn)出缺口，低通脹對(duì)應(yīng)著正向的產(chǎn)出缺口。二是門限模型，這類模型包括門限面板、門限向量自回歸(TAR)、平滑遷移自回歸(STR)、門限協(xié)整等。歐陽志剛和韓士專(2007)應(yīng)用了門限協(xié)整發(fā)現(xiàn)中國的菲利普斯曲線在不同經(jīng)濟(jì)周期下(不同產(chǎn)出缺口的狀態(tài)下)呈現(xiàn)出不同的形狀，例如產(chǎn)出缺口增長較快時(shí)曲線具有正的斜率，產(chǎn)出缺口縮減較快時(shí)曲線具有負(fù)的斜率。陳建寶和喬寧寧(2017)在此基礎(chǔ)上，依據(jù)產(chǎn)出缺口的不同狀態(tài)對(duì)菲利普斯曲線劃分了三種機(jī)制，發(fā)現(xiàn)在產(chǎn)出缺口出現(xiàn)明顯的負(fù)向偏離與正向偏離時(shí)，產(chǎn)出對(duì)通貨膨脹的非線性影響十分顯著。除了研究不同經(jīng)濟(jì)周期內(nèi)菲利普斯曲線的不同狀態(tài)外，也有許多學(xué)者分析了不同通脹的水平下菲利普斯曲線的變化。劉金全等(2011)運(yùn)用門限自回歸模型(TAR)描述了中日兩國非對(duì)稱價(jià)格調(diào)整所導(dǎo)致的非線性菲利普斯曲線，發(fā)現(xiàn)門限值接近于零，由此表明菲利普斯曲線在通貨膨脹與通貨緊縮階段具有不同的表現(xiàn)形式。孫艷(2012)采用邏輯平滑轉(zhuǎn)移向量自回歸模型(LSTVAR)發(fā)現(xiàn)在通貨膨脹階段菲利普斯曲線呈現(xiàn)凹形。不同于通貨膨脹與通貨緊縮兩種狀態(tài)下的非線性分析，黃智淋等(2014)考察了低通脹與高通脹下的菲利普斯曲線的不同形式，發(fā)現(xiàn)低通脹機(jī)制下通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響為正，高通脹機(jī)制下通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響顯著為負(fù)。上述幾位學(xué)者研究菲利普斯曲線采用的是傳統(tǒng)的產(chǎn)出與通脹之間的關(guān)系形式，而張小宇和劉金全(2014)、李冠超(2017)則分別考慮了廣義的菲利普斯曲線和高階滯后的混合菲利普斯曲線在不同通貨膨脹機(jī)制下的非線性特征。Zhang(2016)則在上述學(xué)者的基礎(chǔ)上研究了菲利普斯曲線是否既取決于通脹的狀態(tài)也取決于不同的經(jīng)濟(jì)周期，該研究應(yīng)用四機(jī)制的邏輯平滑轉(zhuǎn)移向量自回歸模型(LSTVAR)，能很好地刻畫中國的菲利普斯曲線的非線性運(yùn)動(dòng)規(guī)律，并發(fā)現(xiàn)在低經(jīng)濟(jì)增長與低通脹的環(huán)境下菲利普斯曲線表現(xiàn)得較為明顯，而低增長與高通脹的環(huán)境下不存在很明顯的菲利普斯曲線，而在高增長低通脹的環(huán)境下通脹與產(chǎn)出增長表現(xiàn)為負(fù)向的關(guān)系。

總的來說，對(duì)于中國菲利普斯曲線非線性的研究有以下特點(diǎn)：第一，越來越多的學(xué)者對(duì)菲利普斯曲線的研究擴(kuò)展到非線性的領(lǐng)域，這些學(xué)者的實(shí)證結(jié)果都驗(yàn)證了中國菲利普斯曲線的非線性特征或不對(duì)稱特征確實(shí)存在(歐陽志剛和韓士專，2007；劉金全等，2011；黃智淋等，2014)；第二，對(duì)中國的菲利普斯曲線的研究也從傳統(tǒng)的產(chǎn)出與通脹關(guān)系的研究擴(kuò)展到凱恩斯的菲利普斯曲線關(guān)系，其中考慮包括理性預(yù)期、價(jià)格粘性等微觀因素的影響(張小宇和劉金全，2014；李冠超，2017等)；第三，菲利普斯曲線的非線性形式從一開始的主觀定義為兩機(jī)制模型逐漸延伸到由數(shù)據(jù)決定的多機(jī)制模型(陳建寶和喬寧寧，2017；Zhang，2016)；第四，以往的菲利普斯曲線都是基于不同經(jīng)濟(jì)增長(產(chǎn)出缺口)或不同通脹(或通縮)狀態(tài)下的非線性的動(dòng)態(tài)描述，即使是馬爾可夫機(jī)制轉(zhuǎn)移也假定狀態(tài)的調(diào)整是一系列不可觀測的因素決定的(劉金全等，2006；孟慶斌，2014)，鮮有學(xué)者探究其他宏觀因素影響下的非線性菲利普斯曲線，只有宮健、高鐵梅和劉開(2016)以實(shí)際匯率為轉(zhuǎn)換變量探究開放經(jīng)濟(jì)下的菲利普斯曲線。

總而言之，上述文獻(xiàn)極大地豐富了非線性的中國菲利普斯曲線的研究，為深入探究中國的宏觀經(jīng)濟(jì)問題奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。本文的創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在以下三點(diǎn)：第一，采用“四因素”下的新凱恩斯菲利普斯曲線而非傳統(tǒng)的菲利普斯曲線理論探究產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率之間的非線性關(guān)系；第二，不再武斷地設(shè)定中國的菲利普斯曲線為上下兩個(gè)機(jī)制，而是憑“數(shù)據(jù)”決定，考察中國的菲利普斯曲線在多重(兩個(gè)以上)門限值下的轉(zhuǎn)換特征；第三，少有文獻(xiàn)關(guān)注勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)中國菲利普斯曲線的影響，而本文將勞動(dòng)生產(chǎn)率差異引入菲利普斯曲線，從不同勞動(dòng)生產(chǎn)率差異狀態(tài)下，而非通脹狀態(tài)或經(jīng)濟(jì)周期狀態(tài)下考察菲利普斯曲線的非線性特征，從而揭示中國通貨膨脹的動(dòng)態(tài)行為特征，為政府制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策提供參考。本文余下的結(jié)構(gòu)如下：第二部分解釋勞動(dòng)生產(chǎn)率差異如何進(jìn)入菲利普斯曲線。第三部分陳述數(shù)據(jù)定義與來源。第四部分檢驗(yàn)中國新凱恩斯菲利普斯曲線的門限值，估計(jì)門限模型并進(jìn)行預(yù)測分析。第五部分陳述文章的主要結(jié)論與政策啟示。

二、勞動(dòng)生產(chǎn)率差異進(jìn)入菲利普斯曲線的理論背景

勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)通貨膨脹率有影響的觀點(diǎn)來自新古典經(jīng)濟(jì)理論：在均衡條件下，根據(jù)公式 W/P＝MPL＝αALα-1Kβ＝α(Y/L)，實(shí)際工資與勞動(dòng)生產(chǎn)率(人均產(chǎn)出)成正比。將該公式取對(duì)數(shù)再對(duì)時(shí)間求導(dǎo)，則表明名義工資的變化等于勞動(dòng)生產(chǎn)率的變化再加上價(jià)格的變化(通貨膨脹率)：

因此，當(dāng)控制名義工資(左式第一項(xiàng))與勞動(dòng)生產(chǎn)率(右式第一項(xiàng))同步變化時(shí)，不會(huì)對(duì)通貨膨脹率(右式第二項(xiàng))帶來影響。當(dāng)兩者增速不一樣時(shí)，就會(huì)影響通貨膨脹率，其影響表現(xiàn)為名義工資增速高于勞動(dòng)生產(chǎn)率時(shí)，會(huì)拉高通脹水平；反之，則會(huì)降低通脹水平。以上的理論被稱為價(jià)格標(biāo)高理論(The Price Markup Hypothesis)。價(jià)格標(biāo)高理論的一個(gè)重要政策意義是勞動(dòng)生產(chǎn)率的變動(dòng)成了導(dǎo)致菲利普斯曲線不穩(wěn)定的一種因素。新凱恩斯學(xué)派把名義變量的粘性引入曲線，具體而言，廠商通過工資成本加成定價(jià)，當(dāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高時(shí)，這時(shí)由于工資粘性導(dǎo)致工資并沒有同步增加，于是對(duì)于廠商來說相當(dāng)于單位產(chǎn)品的成本下降，價(jià)格標(biāo)低(Markdown)，通脹下降，菲利普斯曲線向下平移，這也就說明了菲利普斯曲線中通貨膨脹與產(chǎn)出缺口替代關(guān)系的不穩(wěn)定性。下圖能更直觀地說明該理論。

圖1 產(chǎn)出缺口、通貨膨脹率與勞動(dòng)生產(chǎn)率之間關(guān)系

如圖 1，橫坐標(biāo)表示產(chǎn)出 Y，縱坐標(biāo)表示通貨膨脹率π；AS1、AD1分別表示最初均衡狀態(tài)時(shí)處于充分就業(yè)水平的短期供給曲線(菲利普斯曲線)和總需求曲線，LAS1表示長期總供給曲線；1π、Y1分別為此時(shí)的通貨膨脹率和產(chǎn)出，此時(shí)名義產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出處在相等的狀態(tài)，增長率也相同。如果現(xiàn)在勞動(dòng)生產(chǎn)率突然提高，長期總供給曲線會(huì)移動(dòng)為 LAS2，潛在產(chǎn)出會(huì)提高到 Y3。短期供給曲線 AS1向右移動(dòng)到 AS2，但是在價(jià)格剛性或工資粘性存在的情況下，總需求曲線不能保持與供給曲線相同的速率移動(dòng)，只能從AD1移動(dòng)到AD2，，則此時(shí)就會(huì)出現(xiàn)總供給大于總需求，通貨膨脹率由1π下降到2π，名義產(chǎn)出為Y2，潛在產(chǎn)出為Y3，產(chǎn)出缺口(Δy)為負(fù)值，這也就說明了當(dāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率加速且其變動(dòng)率大于名義變量變動(dòng)率時(shí)，通貨膨脹會(huì)降低。如若名義工資保持與勞動(dòng)生產(chǎn)率同步變動(dòng)，總需求曲線則可以以相同的速率由 AD2移動(dòng)到 AD3，則通貨膨脹率保持不變。

現(xiàn)代凱恩斯主義在對(duì)菲利普斯曲線進(jìn)行修正的同時(shí)，也逐漸意識(shí)到勞動(dòng)生產(chǎn)率在菲利普斯曲線中所扮演的角色。Grubb等(1982)最早在菲利普斯曲線的變動(dòng)中考慮勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響，他們認(rèn)為20世紀(jì)70年代發(fā)達(dá)國家出現(xiàn)的菲利普斯曲線“失靈”很可能是勞動(dòng)生產(chǎn)率增長率的減速無法抵消工資上漲所帶來物價(jià)上漲的壓力，從而使得菲利普斯曲線向右平移。Jarrett、Selody(1982)用加拿大 1963—1979年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)生產(chǎn)率增速減緩的確抬高了通貨膨脹率。Gordon(1997)認(rèn)為一些有利的供給沖擊比如食品能源價(jià)格、進(jìn)口價(jià)格、電腦價(jià)格、醫(yī)療保健價(jià)格的降低拉低了通脹水平。其中，較低的電腦價(jià)格是20世紀(jì)90年代“新經(jīng)濟(jì)”的一種標(biāo)志，是勞動(dòng)生產(chǎn)率增長加速的結(jié)果。Ball和Moffitt(2001)將勞動(dòng)生產(chǎn)率與勞工的期望工資之差引入菲利普斯曲線，發(fā)現(xiàn)能很好地解釋 90年代以來菲利普斯曲線的移動(dòng)。Mehra(2004)從工資成本加成定價(jià)原則出發(fā)，將價(jià)格高于單位勞動(dòng)成本的部分(標(biāo)高)引入菲利普斯曲線，但實(shí)證結(jié)果并不支持標(biāo)高的解釋力。王少平、涂正革和李子奈(2001)運(yùn)用協(xié)整理論對(duì)中國價(jià)格標(biāo)高理論進(jìn)行了檢驗(yàn)，認(rèn)為中國的通脹(緊縮)并不是名義工資率快于勞動(dòng)生產(chǎn)率所致。范愛軍和韓青(2009)在對(duì)預(yù)期增強(qiáng)的菲利普斯曲線進(jìn)行擬合時(shí)加入了經(jīng)過通貨膨脹率調(diào)整的勞動(dòng)生產(chǎn)率，不僅擬合度提高，而且發(fā)現(xiàn)經(jīng)過通脹率調(diào)整后的勞動(dòng)生產(chǎn)率增長率與通脹率顯著負(fù)相關(guān)。

值得注意的是，以上幾位學(xué)者的分析都是基于預(yù)期增強(qiáng)的菲利普斯曲線的簡化形式(Reduced-Form)擴(kuò)展而來，該形式將預(yù)期、需求、供給沖擊引入菲利普斯曲線模型的具體步驟如下：

其中，tπ為通貨膨脹率，為通貨膨脹預(yù)期，Δw為名義工資增長率，Δq為勞動(dòng)生產(chǎn)率的變動(dòng)，xt為影響通脹率的需求因素，Spt表示供給沖擊，g( l)為滯后多項(xiàng)算子。式(1)為價(jià)格方程，描述的是價(jià)格標(biāo)高行為，表明在控制需求與供給因素時(shí)通脹取決于勞動(dòng)生產(chǎn)率調(diào)整后的勞動(dòng)成本。式(2)為工資方程，表明工資由通脹預(yù)期與經(jīng)濟(jì)周期中的需求因素以及外生供給沖擊決定。將式(2)與式(3)代入式(1)，則得出學(xué)界常用的簡化菲利普斯曲線。Gordon(1985、1988)、Stockton 和 Glassman(1987)、Mebra(2004)、王少平和涂正革等(2001)在對(duì)菲利普斯曲線的研究中就采用了這種簡化形式。值得注意的是，在控制其他變量(需求、供給)不變時(shí)，由于等式的代換，勞動(dòng)生產(chǎn)率并不直接出現(xiàn)在最后的菲利普斯曲線表達(dá)式中，所以經(jīng)典菲利普斯曲線所描述的是最終現(xiàn)象，而預(yù)期增廣的菲利普斯曲線揭示的則是通脹形成的深層次原因。Ball和 Moffitt(2001)對(duì)上述方程組中的價(jià)格通脹方程與工資方程進(jìn)行了修訂。

其價(jià)格通脹方程遵循：

ν為誤差項(xiàng)，式(4)表明通脹一對(duì)一地取決于單位勞動(dòng)成本的上升，其暗含的價(jià)格標(biāo)高為一常數(shù)，所以當(dāng)工資增長超過勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長時(shí)，必定會(huì)帶來價(jià)格的提升。

工人對(duì)實(shí)際工資的設(shè)定(工資方程)遵循：

其中，(ω-πe)為實(shí)際工資增長率的目標(biāo)值，U為失業(yè)率，θ為勞動(dòng)生產(chǎn)率，A為工資增長預(yù)期，η為誤差項(xiàng)。該等式符合經(jīng)典假設(shè)，失業(yè)率越高，目標(biāo)實(shí)際工資增長越低。同時(shí)，目標(biāo)實(shí)際工資率與勞動(dòng)生產(chǎn)率呈正比，與工資增長預(yù)期呈正比，兩變量的系數(shù)相加等于 1，這意味著在沒有任何沖擊的情況下，勞動(dòng)生產(chǎn)率等于工資增長預(yù)期θ= A ，也就是說目標(biāo)實(shí)際工資增長一對(duì)一地依賴于勞動(dòng)生產(chǎn)率增長。

將式(4)與式(5)相減得：

公式(6)被 Ball和 Moffitt(2001)稱為勞動(dòng)生產(chǎn)率擴(kuò)展的菲利普斯曲線(Productivity-augmented Phillips Curve)，當(dāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長加速時(shí)，θ-A出現(xiàn)正缺口，即使在失業(yè)率比較低的情況下，通貨膨脹率也會(huì)被降低，反之，θ-A出現(xiàn)負(fù)缺口，即使在失業(yè)率很高的情況下，通貨膨脹率也會(huì)被推高。當(dāng)沒有任何沖擊的情況下，θ=A，勞動(dòng)生產(chǎn)率增長差異不能影響菲利普斯曲線。

綜上所述，雖然學(xué)者對(duì)價(jià)格標(biāo)高理論實(shí)證結(jié)果不一，但在對(duì)菲利普斯曲線進(jìn)行擴(kuò)展時(shí)已經(jīng)充分考慮到勞動(dòng)生產(chǎn)率這一因素，所以本文在模型中引入勞動(dòng)生產(chǎn)率增長率與名義變量變動(dòng)的差額(下文簡稱為勞動(dòng)生產(chǎn)率差異)這一要素來分析菲利普斯曲線的非線性調(diào)整，同時(shí)根據(jù)前述學(xué)者的理論，我們也認(rèn)為名義價(jià)格或名義工資由于自身粘性導(dǎo)致勞動(dòng)生產(chǎn)率增長轉(zhuǎn)慢，從而引發(fā)菲利普斯曲線的移動(dòng)，即這種名義價(jià)格與勞動(dòng)生產(chǎn)率并不是在所有的時(shí)期都保持一致的變動(dòng)，在實(shí)證檢驗(yàn)的方法上，這可以被解釋為菲利普斯曲線具有一定的非線性特征，具體模型的設(shè)定見后文。因此，本文采用門限的理論驗(yàn)證菲利普斯曲線在不同勞動(dòng)生產(chǎn)率差異水平下的非對(duì)稱性，從而分析勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)菲利普斯曲線的影響。

三、變量的選取、處理與檢驗(yàn)

（一）菲利普斯曲線的設(shè)定

本文采用新凱恩斯菲利普斯曲線來捕捉通貨膨脹率的動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制。Gordon(1996)的三角模型與 Gail 和 Gertler(1999)的“三因素”模型是近年來學(xué)者研究菲利普斯曲線的基本框架，Gordon(1996)的三角模型將影響菲利普斯曲線的因素主要?dú)w納為三類：①需求因素，往往用產(chǎn)出缺口、失業(yè)率缺口、資本利用率或者實(shí)際邊際成本來表示；②供給沖擊，包括匯率的波動(dòng)、國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)、石油價(jià)格波動(dòng)等；③通脹慣性的因素，主要表現(xiàn)為過去價(jià)格變動(dòng)對(duì)未來價(jià)格變動(dòng)的影響。不同于Gordon(1996)的三角模型，Gail 和 Gertler(1999)構(gòu)建了包括超額總需求、通脹預(yù)期、通脹慣性的混合型菲利普斯曲線。陳彥斌(2008)則在 Gail 和 Gertler(1999)以及Gordon(1996)的基礎(chǔ)上將新凱恩斯菲利普斯曲線推廣為包含了通脹預(yù)期、通脹滯后、需求因素與供給因素的四因素模型，具體表達(dá)為：

其中 Et-1πt、πt-i、st、G DPgapt分別代表通脹預(yù)期、通脹慣性(由通脹的滯后項(xiàng)決定)、供給沖擊、需求因素，λE為通脹預(yù)期的系數(shù)，λL(L )、λS(L )、λD( L)表示為其余三因素的滯后項(xiàng)的系數(shù)，L為滯后算子。本文借鑒了陳彥斌(2008)所考慮的影響通貨膨脹率的四個(gè)因素，并且引入勞動(dòng)生產(chǎn)率差異變量，將勞動(dòng)生產(chǎn)率差異設(shè)置為門限變量，采用門限自回歸的方法來描述菲利普斯曲線的非線性特征。門限自回歸(TAR)模型最早由 Tong(1978)提出，是一種應(yīng)用非常普遍的非線性時(shí)間序列模型。若只存在一個(gè)門限值，菲利普斯曲線模型會(huì)被分為門限前和門限后兩個(gè)機(jī)制，這時(shí)公式(7)會(huì)被表達(dá)為下面的公式(8)：

其中，C(i)為第 i個(gè)機(jī)制中的常數(shù)項(xiàng)，k表示變量的滯后階數(shù)。Inflationt-k、GDPGAPt-k、Einflationt、CRBt、(θ - C PI )t-d分別表示通脹慣性、需求因素、預(yù)期因素、外生供給沖擊和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異、αi、λi、ρi分別表示這些影響因素的系數(shù)，i＝1或2表示不同的機(jī)制。tε服從獨(dú)立相同的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，是門限變量，用來搜索門限值以及確定機(jī)制分割，d是延遲參數(shù)。若存在多個(gè)門限值，則式(8)會(huì)被切割成更多的機(jī)制。

（二）變量的選取與說明

本文數(shù)據(jù)從中國1992年第一季度開始至2016年第四季度結(jié)束，數(shù)據(jù)觀測值的個(gè)數(shù)為 100。我們把 2017年第一季度到第三季度的數(shù)據(jù)留作樣本外預(yù)測使用，預(yù)測誤差可以用來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性。數(shù)據(jù)主要來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。表 1為模型變量的一個(gè)概述，下文將對(duì)變量的選取與指標(biāo)的處理進(jìn)行詳細(xì)的介紹。

1. 產(chǎn)出缺口

本文采用產(chǎn)出缺口表示菲利普斯曲線中的需求因素，產(chǎn)出缺口被定義為實(shí)際產(chǎn)出偏離潛在產(chǎn)出的百分比。本文遵循陳彥斌(2008)的方法，用 GDP表示產(chǎn)出，將產(chǎn)出缺口表示為 100?[ln(實(shí)際 GDP)-ln(潛在 GDP)]。為了估算產(chǎn)出缺口，首先需要實(shí)際GDP的數(shù)據(jù)，本文從中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫中獲取 1992第一季度至 2016第四季度的名義GDP、國內(nèi)生產(chǎn)總值當(dāng)季同比實(shí)際增速、國內(nèi)生產(chǎn)總值當(dāng)季環(huán)比實(shí)際增速推算出以1992年第一季度為不變價(jià)格的實(shí)際GDP，并采用X12的方法對(duì)季度實(shí)際GDP進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，再使用HP濾波來測算潛在GDP(其中HP濾波的lambda值取1600)，最后根據(jù)上面的公式計(jì)算產(chǎn)出缺口，產(chǎn)出缺口在本文中用GDPGAP表示。

表1 變量概述

2. 通貨膨脹率

本文所用的通貨膨脹率被定義為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)的對(duì)數(shù)之差，即通貨膨脹率＝ln(CPIt)-ln(CPIt-1)。本文選取居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)作為計(jì)算通貨膨脹率的基礎(chǔ)變量，數(shù)據(jù)來源為國家統(tǒng)計(jì)局的官方網(wǎng)站，由于此網(wǎng)站公布的環(huán)比數(shù)據(jù)是從 2001年 1月開始，2001年之前的數(shù)據(jù)都是同比數(shù)據(jù)，并且其數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)而非季度數(shù)據(jù)，因此本文采用李穎、林景潤和高鐵梅(2010)的方法換算出以 1992年 1月為 100的定基序列，再將 3個(gè)月的數(shù)據(jù)進(jìn)行平均得到季度的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，再進(jìn)一步換算為1992年第一季度為 100的定基序列，并把用 X12進(jìn)行季節(jié)調(diào)整之后的序列表示為季度的 CPI序列，最后根據(jù)上面的公式換算出本文所使用的通貨膨脹率序列，本文用Inflation表示。

3. 通貨膨脹預(yù)期

現(xiàn)有研究對(duì)中國通貨膨脹預(yù)期的測度主要有三種方法。第一種是變量替代法，即采用前一期的通貨膨脹率實(shí)際數(shù)據(jù)作為通脹預(yù)期，然后采用 GMM 進(jìn)行估計(jì)，例如楊繼生(2009)。第二種方法是采用問卷調(diào)查的形式來統(tǒng)計(jì)測度，主要有兩種形式：一種形式是基于對(duì)消費(fèi)者的問卷調(diào)查(比如中國人民銀行的居民儲(chǔ)蓄調(diào)查系統(tǒng))，通過差額統(tǒng)計(jì)法、概率法等方法測算出通貨膨脹預(yù)期，例如陳彥斌(2008)；另一種形式是經(jīng)濟(jì)學(xué)家或?qū)I(yè)預(yù)測機(jī)構(gòu)的預(yù)測數(shù)據(jù)，在中國比較著名的通貨膨脹預(yù)期的數(shù)據(jù)是北京大學(xué)中國經(jīng)濟(jì)研究中心發(fā)布的朗潤預(yù)測指數(shù)。由于第二種方法的調(diào)查數(shù)據(jù)的樣本期較短，而且都是月度數(shù)據(jù)，因此本文采用第三種測度方法，即建立相關(guān)模型來預(yù)測通貨膨脹預(yù)期。這種方法又分為三種形式：計(jì)量模型法、通脹保值債券剝離法、利率期限結(jié)構(gòu)模型法。由于通脹保值債券剝離法與利率期限結(jié)構(gòu)模型法是基于金融市場變量的基礎(chǔ)之上分解得到的，因此這兩種方法得到的通貨膨脹預(yù)期被認(rèn)為是研究金融市場的預(yù)期的關(guān)鍵指標(biāo)?？紤]到中國 20世紀(jì) 90年代金融市場化程度還不是很高，所以本文采用計(jì)量模型法來測度通貨膨脹預(yù)期。趙留彥(2005)、劉金全和張小宇(2012)、卞志村和胡恒強(qiáng)(2016)等用預(yù)期、利率、通貨膨脹率等宏觀變量建立的向量自回歸模型改寫為狀態(tài)空間模型，并通過卡爾曼濾波算法測度通貨膨脹預(yù)期。本文選擇卞志村和胡恒強(qiáng)(2016)所建立的狀態(tài)空間模型為基礎(chǔ)來測度中國的季度通貨膨脹預(yù)期，選取卡爾曼濾波狀態(tài)變量的一步向前預(yù)測數(shù)值作為通貨膨脹預(yù)期，具體建模與方法見卞志村和胡恒強(qiáng)(2016)的相關(guān)文獻(xiàn)。考慮到通貨膨脹預(yù)期的測度需要利率的數(shù)據(jù)，本文做如下處理：因?yàn)閷?duì)利率變動(dòng)比較敏感的市場主要是銀行間同業(yè)拆借市場和銀行間債券回購市場，這兩個(gè)市場也是市場化程度較高的兩個(gè)市場，例如劉明志(2006)就認(rèn)為同業(yè)拆借利率能較好地代表利率變量，因而本文采用 7天期的銀行間同業(yè)拆借利率作為名義利率的代理變量。由于中經(jīng)網(wǎng)上關(guān)于 7天期的銀行間同業(yè)拆借加權(quán)平均利率、7天期的銀行間同業(yè)拆借成交量為月度數(shù)據(jù)且缺乏 1996年之前的數(shù)據(jù)，因此依據(jù)謝平和羅雄(2002)的研究，本文在1992年至1996年的樣本空間內(nèi)用上海融資中心的同業(yè)拆借利率，其數(shù)據(jù)來源為上海融資中心及謝平和羅雄(2002)的論文。對(duì)于 1996年以后的月度數(shù)據(jù)本文根據(jù)公式將月度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為季度數(shù)據(jù)(其中ir、fi分別代表第i月的7天期的銀行間同業(yè)拆借加權(quán)平均利率與7天期銀行間同業(yè)拆借成交量)，最后將獲取的季度利率數(shù)據(jù)依據(jù)卞志村和胡恒強(qiáng)(2016)的方法計(jì)算出通貨膨脹預(yù)期，此指標(biāo)在本文中用Einflation表示。

4. 外生供給沖擊

學(xué)者們常常用匯率波動(dòng)、石油沖擊或大宗商品價(jià)格波動(dòng)來表示菲利普斯曲線的供給沖擊。Gordon(1996)指出，匯率的波動(dòng)、能源價(jià)格的沖擊以及國際大宗市場商品價(jià)格變動(dòng)等國際因素對(duì)開放性的大國有著不可忽視的影響。經(jīng)濟(jì)增長與宏觀穩(wěn)定課題組(2008)指出，無論是在擴(kuò)展的菲利普斯曲線中還是向量自回歸的分析框架下，以短期國際食品價(jià)格與中長期國際原油價(jià)格波動(dòng)為主要形式的外部沖擊對(duì)中國的通貨膨脹有著不容忽視的影響。由于匯率在中國管制較嚴(yán)，而人民幣市場化程度不高，且在2008年金融危機(jī)后有一段時(shí)間盯住美元，因此現(xiàn)有文獻(xiàn)中少有把匯率加入菲利普斯曲線的。中國也存在對(duì)能源價(jià)格的管制，所以外部的能源價(jià)格沖擊未必能傳遞到國內(nèi)的物價(jià)上，故本文選擇采用大宗商品價(jià)格波動(dòng)作為宏觀經(jīng)濟(jì)的供給沖擊，并參考呂越和盛斌(2011)的方法選用美國商品調(diào)查局每日公布的 CRB指數(shù)作為衡量大宗商品價(jià)格波動(dòng)的指標(biāo)；CRB是根據(jù)世界市場上 22種經(jīng)濟(jì)敏感商品價(jià)格波動(dòng)編制的一種期貨價(jià)格指數(shù)，它能夠充分反映世界主要商品價(jià)格的動(dòng)態(tài)信息，因而它被許多投資者與學(xué)者用作觀察和分析商品市場的價(jià)格波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要指標(biāo)。這個(gè)指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源為Wind咨訊，本文用CRB表示。

5. 勞動(dòng)生產(chǎn)率差異

勞動(dòng)生產(chǎn)率差異是本文的核心變量，Ball和 Moffitt(2001)把勞動(dòng)生產(chǎn)率差異定義為勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長率與名義變量的變動(dòng)之差，采用勞動(dòng)生產(chǎn)率與預(yù)期工資之差來測度。對(duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率，學(xué)術(shù)界一般認(rèn)為用全要素生產(chǎn)率(TFP)來研究它較為科學(xué)。由于宏觀層面的全要素生產(chǎn)率的測度需要資本要素與人力要素的數(shù)據(jù)，但中國缺乏代表資本與人力投入的季度數(shù)據(jù)，因此國際勞工組織(ILO)采用就業(yè)人口所帶來的產(chǎn)出測算勞動(dòng)生產(chǎn)率(即不變價(jià)格 GDP與就業(yè)人口之比)，而范愛軍和韓青(2009)采用人均實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值作為勞動(dòng)生產(chǎn)率的代理變量?？紤]到全國就業(yè)人員相對(duì)于人口數(shù)更能體現(xiàn)勞動(dòng)力的變化，本文選取全國就業(yè)人數(shù)作為“人均”來測算人均實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值，由于缺乏每個(gè)季度的全國就業(yè)人數(shù)，每個(gè)季度均采用當(dāng)年年末的全國就業(yè)人數(shù)(數(shù)據(jù)來源為中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫)來替代，本文中用Pro表示。

本文計(jì)算出的季度勞動(dòng)生產(chǎn)率與國際勞工組織公布的中國勞動(dòng)生產(chǎn)率數(shù)據(jù)以及國家統(tǒng)計(jì)局公布的國家全員勞動(dòng)生產(chǎn)率數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比，趨勢幾乎一致，由此本文采用全國就業(yè)人均實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值來代表勞動(dòng)生產(chǎn)率是一個(gè)較為合理的做法。本文中名義變量選用價(jià)格變動(dòng)(通貨膨脹率)來代表，之所以選取價(jià)格而非工資來衡量名義變量的變動(dòng)，一是缺乏相關(guān)從業(yè)人員平均工資方面的季度數(shù)據(jù)，尤其是2000年之前的數(shù)據(jù)；二是已有的城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員平均工資增長率在 2002年以后始終與經(jīng)濟(jì)增速保持一致的趨勢，由于中國對(duì)一些商品進(jìn)行管制或補(bǔ)貼，所以價(jià)格與勞動(dòng)生產(chǎn)率相比更具有粘性，因此在估算菲利普斯曲線時(shí)采用勞動(dòng)生產(chǎn)率增長率與價(jià)格變動(dòng)之差比勞動(dòng)生產(chǎn)率增長率與工資增長率之差更有解釋力。對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率差異以及通貨膨脹率進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，然后求其差值作為勞動(dòng)生產(chǎn)率差異，本文用(θ - C PI )t表示，這個(gè)指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源為中經(jīng)網(wǎng)。下面圖 2給出了勞動(dòng)生產(chǎn)率差異與通貨膨脹率的序列圖，可以看出勞動(dòng)生產(chǎn)率差異與通貨膨脹率有很強(qiáng)的反向變動(dòng)關(guān)系，通脹較為嚴(yán)重的時(shí)期，比如 1992年至1994年，勞動(dòng)生產(chǎn)率差異呈下降的趨勢，從而印證了勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)通貨膨脹有顯著影響的觀點(diǎn)。

（三）數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)

變量的平穩(wěn)性是進(jìn)行時(shí)間序列分析的前提。本文分別采用 ADF、PP檢驗(yàn)對(duì)通貨膨脹率、通貨膨脹預(yù)期、勞動(dòng)生產(chǎn)率差異和供給沖擊序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以保證各個(gè)變量進(jìn)入估計(jì)模型的時(shí)候?yàn)槠椒€(wěn)的。下面表 2為各個(gè)變量的檢驗(yàn)結(jié)果。表 2中第三列檢驗(yàn)形式的括號(hào)中的第一項(xiàng)為是否帶有截距項(xiàng)，0為無截距項(xiàng)，c為有截距項(xiàng)；第二項(xiàng)為是否帶有時(shí)間趨勢項(xiàng)，0為無時(shí)間趨勢項(xiàng)，t為有時(shí)間趨勢項(xiàng)；第三項(xiàng)為由 SIC準(zhǔn)則確定的 ADF檢驗(yàn)的滯后階數(shù)和 PP檢驗(yàn)的截?cái)嚯A數(shù)，第一、二項(xiàng)主要根據(jù)各變量的時(shí)間序列折線圖確定。從檢驗(yàn)結(jié)果得知，ADF、PP檢驗(yàn)均顯示了通貨膨脹率序列在5%的顯著水平下是平穩(wěn)的，產(chǎn)出缺口與勞動(dòng)生產(chǎn)率差異在 1%的顯著水平下是平穩(wěn)的，通貨膨脹預(yù)期在10%的水平下是平穩(wěn)的，但是供給沖擊CRB序列展現(xiàn)出明顯的單位根特征，所以下文將采用 CRB的增長率(即 CRB的對(duì)數(shù)差分序列，為了方便仍用CRB來表示)作為供給沖擊的代理變量。

圖2 通貨膨脹率與勞動(dòng)生產(chǎn)率差異序列圖

表2 各變量的單位根檢驗(yàn)

四、菲利普斯曲線的門限轉(zhuǎn)換特征

本文將勞動(dòng)生產(chǎn)率差異作為通貨膨脹率的影響因素引入到菲利普斯曲線中。當(dāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率加速增長時(shí)，勞動(dòng)生產(chǎn)率差異為正，即使在實(shí)際產(chǎn)出高于潛在產(chǎn)出的情況下，通貨膨脹率也會(huì)被降低；當(dāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率減速時(shí)，勞動(dòng)生產(chǎn)率差異為負(fù)，在這種情況下，產(chǎn)出缺口即使很小，通貨膨脹率也會(huì)被推高。本文認(rèn)為，當(dāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率差異變動(dòng)的時(shí)候，菲利普斯曲線隱含的產(chǎn)出與通脹之間的關(guān)系不是一個(gè)連續(xù)勻速的過程；當(dāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率差異達(dá)到某種水平時(shí)，通貨膨脹與產(chǎn)出之間的關(guān)系才會(huì)發(fā)生轉(zhuǎn)變，從而菲利普斯曲線發(fā)生改變。19世紀(jì)70年代末期和90年代末期的菲利普斯曲線異常就是例子。從這個(gè)角度出發(fā)，本文在新凱恩斯菲利普斯線性關(guān)系式的基礎(chǔ)之上引入了門限的理論，分析勞動(dòng)生產(chǎn)率增長差異對(duì)菲利普斯曲線的非對(duì)稱影響，并利用門限自回歸模型(TAR)估計(jì)通貨膨脹率和產(chǎn)出值之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

（一）線性菲利普斯曲線的估計(jì)

在估計(jì)非線性的菲利普斯模型之前，本文首先估計(jì)了它的線性模型以及分布滯后模型(ADRL)形式，結(jié)果如表 3所示。從表 3第二列的 OLS估計(jì)結(jié)果來看，產(chǎn)出缺口的系數(shù)不僅沒有顯著性，而且其系數(shù)的符號(hào)與理論(實(shí)際產(chǎn)出超過潛在產(chǎn)出導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)過熱從而會(huì)帶來通脹的上升)也不一致；雖然其他變量的系數(shù)較為顯著，但整個(gè)模型的可決系數(shù)較低，且殘差表現(xiàn)出一定自相關(guān)性，因此用線性模型描述通貨膨脹率和產(chǎn)出值之間的關(guān)系，效果并不理想。為了更好地?cái)M合菲利普斯曲線，接下來本文估計(jì)了分布滯后(ADRL)模型，將通貨膨脹率與產(chǎn)出的缺口的滯后變量加入線性方程。 通過 SIC信息準(zhǔn)則確定菲利普斯曲線中通貨膨脹率的滯后階數(shù)為2，產(chǎn)出缺口的滯后階數(shù)為1。從表 3中的估計(jì)結(jié)果來看，分布滯后模型的擬合優(yōu)度有了大幅度的提升，由 0.617717提高到 0.757577，當(dāng)期的產(chǎn)出缺口對(duì)通脹率有顯著的正向影響，這意味著當(dāng)期實(shí)際產(chǎn)出的增長快于潛在產(chǎn)出增長時(shí)產(chǎn)出缺口會(huì)顯著地拉高通貨膨脹率，這與理論上的菲利普斯曲線相一致。但是，滯后一期的產(chǎn)出缺口對(duì)通貨膨脹率的影響為負(fù)，筆者認(rèn)為當(dāng)實(shí)際產(chǎn)出值偏離潛在產(chǎn)出時(shí)，貨幣當(dāng)局會(huì)采取相應(yīng)的寬松或者緊縮政策來提高或降低未來一期的通貨膨脹率，所以滯后一期的產(chǎn)出缺口對(duì)通貨膨脹率有負(fù)向的影響。表 3中的勞動(dòng)生產(chǎn)率調(diào)整與價(jià)格調(diào)整之差，即勞動(dòng)生產(chǎn)率差異，對(duì)通貨膨脹的影響顯著，且方向相反，即生產(chǎn)率調(diào)整快于價(jià)格調(diào)整1個(gè)百分點(diǎn)會(huì)降低通貨膨脹率0.79個(gè)百分點(diǎn)，這也是對(duì)前文勞動(dòng)生產(chǎn)率差異進(jìn)入菲利普斯曲線理論的一個(gè)驗(yàn)證。值得注意的是，在線性回歸模型中高度顯著的通貨膨脹預(yù)期變量在分布滯后模型中變得不顯著，可能的原因在于分布滯后模型中的滯后項(xiàng)能很好地描述向后型的預(yù)期(Backwardlooking)，本文所用的向前型通貨膨脹預(yù)期變量的系數(shù)在這里不顯著。

表3 線性模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

（二）門限值的檢驗(yàn)

考慮到通貨膨脹率存在著非線性調(diào)整，這一部分的分析將從上述的線性模型擴(kuò)展為非線性模型，其中(θ - CPI )t- d為門限變量，由之前的理論描述可知當(dāng)(θ - CPI )t-d變動(dòng)到一定程度的時(shí)候，菲利普斯曲線中的通貨膨脹率和產(chǎn)出值才會(huì)發(fā)生反向的變動(dòng)，所以檢測(θ - C PI )t-d上的門限值對(duì)研究菲利普斯曲線的變動(dòng)方向至關(guān)重要。本文采用Chan(1993)的方法，搜索最優(yōu)的門限值iα與延遲參數(shù)d。最優(yōu)門限值對(duì)應(yīng)的模型估計(jì)出的殘差平方和應(yīng)該是最小的。在搜索門限的過程中，為了確保在門限兩邊有適當(dāng)數(shù)量的觀測值，本文將 15%(樣本數(shù)據(jù)中對(duì)應(yīng)的數(shù)值為-1.5912)分位數(shù)和 85%(樣本數(shù)據(jù)中對(duì)應(yīng)的數(shù)值為 1.2367)分位數(shù)作為最優(yōu)門限的選擇區(qū)間，為減少計(jì)算量將延遲參數(shù)最大值設(shè)為 10，然后利用格點(diǎn)法在區(qū)間[0，10]×[-1.5912，1.2367]上搜索使模型殘差平方和達(dá)到最小的門限值。在進(jìn)行門限搜索的同時(shí)還需要進(jìn)行門限模型的檢驗(yàn)，由于涉及多個(gè)門限值，本文依據(jù) Hansen(1999)構(gòu)建了如下的統(tǒng)計(jì)量：，j＞i，其中Si、Sj分別為機(jī)制i下與機(jī)制j下的殘差平方和。該統(tǒng)計(jì)量用來檢驗(yàn)j機(jī)制的模型是否優(yōu)于i機(jī)制的TAR模型，當(dāng)F統(tǒng)計(jì)量的值大于臨界值時(shí)，表示拒絕原假設(shè)(即建立j機(jī)制的門限模型)，應(yīng)該建立i機(jī)制的門限模型。然而由于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的分布取決于被估計(jì)的門限值，如果在原假設(shè)下對(duì)非線性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的分布進(jìn)行推斷，就會(huì)存在所謂的“Davies問題”，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量不再服從傳統(tǒng)的 F分布，因此本文遵循 Hansen(1996)用自舉法模擬統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布然后計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的 p值。為了估計(jì)TAR(3)中的兩個(gè)門限值(1α、2α)，本文采用Bai(1997)、Bai和Perron(1998)的“一步一步法”(One-step-at-a-time)。首先，通過最大化模型的似然函數(shù)來估計(jì)出延遲參數(shù)d與第一個(gè)門限值1α；然后以延遲參數(shù)d與門限值1α為條件再次進(jìn)行搜索得到第二個(gè)門限值2α。Bai(1997)、Bai和Perron(1998)認(rèn)為按這種方法得出的門限值是真實(shí)門限值的一致估計(jì)量，其與真實(shí)門限值有著相同的漸進(jìn)分布，并且無需在的空間上進(jìn)行搜索，這樣可以大大地減輕計(jì)算量。

表4顯示的是不同延遲參數(shù)下模型估計(jì)出的殘差平方和的結(jié)果，選取表4中殘差平方和最小的3期作為延遲參數(shù)的滯后期。表5給出的是以勞動(dòng)生產(chǎn)率差異為門限變量的門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。表 5第二行結(jié)果表明，在 5%的顯著水平下，拒絕模型為線性模型的原假設(shè)，這意味著中國菲利普斯曲線模型中的門限特征具有顯著性。表 5的第三行與第四行結(jié)果顯示，拒絕中國菲利普斯曲線是兩機(jī)制模型的原假設(shè)(第三行)并且無法拒絕是三機(jī)制模型的原假設(shè)(第四行)，由此可知中國的門限菲利普斯曲線是一個(gè)三機(jī)制模型，其兩個(gè)門限值分別為-0.780與0.945。因此，在下文中菲利普斯曲線將被分為三個(gè)機(jī)制進(jìn)行分析：

表4 不同延遲參數(shù)的殘差平方和

表5 勞動(dòng)生產(chǎn)率增長差異對(duì)菲利普斯曲線的門限效應(yīng)檢驗(yàn)

（三）門限模型估計(jì)結(jié)果

表 6為估計(jì)的菲利普斯曲線兩機(jī)制與三機(jī)制模型的結(jié)果，從整個(gè)模型的擬合效果來看，三機(jī)制的模型優(yōu)于兩機(jī)制的門限模型，其可決系數(shù)高達(dá) 92%。經(jīng)過多階的 BG檢驗(yàn)來看，三機(jī)制模型的殘差不存在序列相關(guān)性，而兩機(jī)制模型的殘差還有很強(qiáng)的三階序列相關(guān)性。無論是兩機(jī)制模型還是三機(jī)制模型，產(chǎn)出缺口對(duì)通貨膨脹率都有顯著的正向的當(dāng)期影響。在三機(jī)制模型中，從各個(gè)機(jī)制的樣本數(shù)來看，中國的勞動(dòng)生產(chǎn)率與名義變量大部分時(shí)間都處于中間的機(jī)制中，即中國的勞動(dòng)生產(chǎn)率差異處于微小的階段，勞動(dòng)生產(chǎn)率與名義變量為一對(duì)一的同步變動(dòng)。勞動(dòng)生產(chǎn)率差異變量在所有的模型與所有機(jī)制中都有顯著的系數(shù)，也與范愛軍和韓青(2009)結(jié)論一致，表明中國的通貨膨脹率在一定程度上受勞動(dòng)生產(chǎn)率差異的沖擊，價(jià)格標(biāo)高理論在中國成立，所以有理由認(rèn)為，中國的菲利普斯曲線受勞動(dòng)生產(chǎn)率差異的影響，勞動(dòng)生產(chǎn)率增長與名義變量增長之間的差異對(duì)通貨膨脹率具有重要的解釋作用。

在三機(jī)制模型的第一機(jī)制中，勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長低于名義變量的調(diào)整，勞動(dòng)生產(chǎn)率差異為負(fù)數(shù)，此時(shí)勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)通貨膨脹率的影響顯著為正，即通貨膨脹率有上升的壓力。在第二和第三機(jī)制中，即勞動(dòng)生產(chǎn)率加速，趕上甚至快于名義變量的調(diào)整時(shí)，勞動(dòng)生產(chǎn)率差異拉大(正向)，單位勞動(dòng)成本下降推動(dòng)供給曲線右移，此時(shí)由于需求因素存在粘性或剛性而無法以相同速率變動(dòng)，通貨膨脹壓力并不存在，甚至還出現(xiàn)通貨緊縮的壓力。所以第二和第三機(jī)制中勞動(dòng)生產(chǎn)率差異的系數(shù)顯著為負(fù)，并且第三機(jī)制的系數(shù)更加小于第二機(jī)制的系數(shù)。

表6 菲利普斯曲線的估計(jì)結(jié)果對(duì)比

產(chǎn)出缺口對(duì)通貨膨脹率的影響在三個(gè)機(jī)制中也各不相同。雖然當(dāng)期的產(chǎn)出缺口對(duì)通貨膨脹率都有顯著的正向影響，但是一階滯后的產(chǎn)出缺口對(duì)通貨膨脹率有負(fù)向影響，因此為了考察產(chǎn)出缺口的總體影響，我們將當(dāng)期和滯后的產(chǎn)出缺口系數(shù)加總，假設(shè)其為 0(即：并進(jìn)行 Wald 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表 7上半部分所示。在機(jī)制 1中，原假設(shè)被顯著地拒絕了，這表示產(chǎn)出缺口對(duì)通貨膨脹率的總體影響具有顯著性。但是在機(jī)制 2和機(jī)制 3中，產(chǎn)出缺口的總體影響并不顯著。我們?cè)诜评账归T限模型中加入產(chǎn)出缺口的 5階滯后項(xiàng)，重新再做 Wald檢驗(yàn)(原假設(shè)為，表7下半部分結(jié)果顯示，產(chǎn)出缺口對(duì)通貨膨脹率的總體影響在第一和第二機(jī)制顯著，但是在第三機(jī)制仍然不顯著?？偨Y(jié)而言，表7的檢驗(yàn)結(jié)果意味著隨著勞動(dòng)生產(chǎn)率差異的不斷增加，菲利普斯曲線被推向不同的機(jī)制，菲利普斯曲線關(guān)系會(huì)隨著勞動(dòng)生產(chǎn)率差異的增加而有所弱化。菲利普斯曲線關(guān)系的弱化意味著通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口之間的總體關(guān)系不顯著甚至出現(xiàn)反方向相關(guān)。傳統(tǒng)的菲利普斯曲線中，當(dāng)產(chǎn)出值超過潛在產(chǎn)出從而出現(xiàn)正的產(chǎn)出缺口的時(shí)候，通貨膨脹率是有上行壓力的。與此同時(shí)，如果勞動(dòng)生產(chǎn)率突然增加而出現(xiàn)正向的勞動(dòng)生產(chǎn)率差異時(shí)，它對(duì)通貨膨脹率有向下的壓力，向上向下的壓力相互抵消，即使是有正向的產(chǎn)出缺口的增加，通貨膨脹率也可能維持在比較低的水平上，甚至持續(xù)降低。這一結(jié)論也很好地印證了 20世紀(jì) 90年代美國菲利普斯曲線出現(xiàn)了高增長率、低通脹率與低失業(yè)率的特征。一方面全球化程度加深，市場化程度加深，國際貿(mào)易的分工壓低了美國本土的價(jià)格和工資上漲速度；另一方面信息技術(shù)的快速發(fā)展以及互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的興起帶來了勞動(dòng)生產(chǎn)率的增加；這種勞動(dòng)生產(chǎn)率差異的持續(xù)擴(kuò)大，促使菲利普斯曲線處于第三個(gè)機(jī)制中運(yùn)行，菲利普斯曲線中產(chǎn)出與通脹的關(guān)系就會(huì)弱化。同樣，中國經(jīng)濟(jì)在 1992年以后保持著兩位數(shù)的高速增長，但是沒伴隨著較高的通貨膨脹水平(甚至有些年份出現(xiàn)通縮)，這一現(xiàn)象被許多中國的經(jīng)濟(jì)學(xué)家稱為“縮長”之謎。圍繞“縮長”現(xiàn)象，經(jīng)濟(jì)學(xué)界給出的一種解釋是正向的供給沖擊，例如勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高。許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家都持有這一觀點(diǎn)(Bernanke，2002；Bordo和 Lane，2004；Gong和 Lin，2008)。本文所呈現(xiàn)出的結(jié)果顯示，在第三機(jī)制 (勞動(dòng)生產(chǎn)率增速大大地快于名義變量增長的狀態(tài))中，菲利普斯曲線的關(guān)系并不顯著，所以本文估計(jì)結(jié)果并沒有支持這一觀點(diǎn)。

表7 產(chǎn)出缺口系數(shù)的Wald檢驗(yàn)

（四）模型的預(yù)測結(jié)果比較

為了進(jìn)一步驗(yàn)證菲利普斯曲線門限模型的合理性與穩(wěn)健性，本文用線性與門限模型分別預(yù)測通貨膨脹率然后比較預(yù)測結(jié)果，預(yù)測結(jié)果越準(zhǔn)確代表模型的合理性越高，計(jì)算的泰爾不等式指數(shù)(TIC)越小代表模型的穩(wěn)健性越高。首先，用線性模型(ADRL模型)和門限模型對(duì)通貨膨脹率進(jìn)行樣本內(nèi)預(yù)測，結(jié)果如圖 3、圖 4、圖 5所示。其中虛線為通貨膨脹率的實(shí)際值，實(shí)線為預(yù)測值，由細(xì)點(diǎn)組成的虛線為預(yù)測值的誤差區(qū)間。其中的預(yù)測值圍繞真實(shí)值波動(dòng)，預(yù)測值加減兩個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差形成了預(yù)測值 95%的誤差區(qū)間，即該區(qū)域包含真實(shí)值的概率為 95%。由下圖的預(yù)測結(jié)果比較可知，線性模型預(yù)測值的變動(dòng)趨勢與真實(shí)值相差較大，而且有些真實(shí)值還落在 95%的誤差區(qū)間之外。門限模型的預(yù)測值與實(shí)際水平波動(dòng)基本一致(無論是兩機(jī)制模型還是三機(jī)制模型)，絕大部分的真實(shí)值都在95%的誤差區(qū)間內(nèi)。其中1994年到2000年、2004年至2008年門限模型中實(shí)際值與預(yù)測值高度重合，而線性模型則有較大幅度偏離。值得注意的是，在2008年金融危機(jī)后，三機(jī)制的模型相較于兩機(jī)制的模型能更好地預(yù)測通脹率。我們計(jì)算了 2008年以后的兩機(jī)制模型與三機(jī)制模型的預(yù)測誤差，發(fā)現(xiàn)三機(jī)制模型預(yù)測誤差的平均值比兩機(jī)制的模型小60%。

圖3 分布滯后模型的預(yù)測

圖4 兩機(jī)制模型的預(yù)測

本文還計(jì)算了泰爾不等式指數(shù)(TIC)以及預(yù)測均方誤(MSFE)來度量通貨膨脹率擬合值(Inflation*)與實(shí)際值(Inflation)之間的誤差，其中泰爾不等式指數(shù)的計(jì)算公式見公式(9)，預(yù)測均方誤(MSFE)則用模型估計(jì)值與數(shù)據(jù)真實(shí)值之間誤差平方的平均值計(jì)算得來，越小說明模型的預(yù)測能力越強(qiáng)。本文的預(yù)測均方誤是用樣本期內(nèi)(1992年第一季度至 2016年第四季度)估計(jì)的結(jié)果預(yù)測樣本外(2017年第一、二、三季度)的通貨膨脹率，然后計(jì)算出來的預(yù)測均方誤，所以它可以用來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜆颖就獾念A(yù)測能力。本文的泰爾不等式指數(shù)采用樣本期內(nèi)的模型擬合值和實(shí)際發(fā)生值之間的誤差計(jì)算得來，該值越小代表預(yù)測能力越強(qiáng)，所以它可以用來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜆颖緝?nèi)預(yù)測能力。從表 8第一行和第二行的結(jié)果來看，線性模型樣本外預(yù)測的預(yù)測均方誤數(shù)值高達(dá) 27%左右，而門限模型不超過 10%，很明顯門限模型的樣本外預(yù)測能力要高于線性模型?？紤]到樣本外的預(yù)測期只有三期，因此兩機(jī)制模型在預(yù)測均方誤數(shù)值上略微小于三機(jī)制模型可能屬于系統(tǒng)性誤差。從樣本內(nèi)預(yù)測的泰爾不等式指數(shù)來看，相較于線性模型、分布滯后模型以及兩機(jī)制模型，三機(jī)制模型的泰爾不等式指數(shù)最小，這表明三機(jī)制模型的樣本內(nèi)預(yù)測能力優(yōu)于其他模型。

圖5 三機(jī)制模型的預(yù)測

關(guān)于模型穩(wěn)定性的比較，本文參照了楊天宇和黃淑芬(2010)的方法，用1992年第一季度到2017年第三季度的樣本重新計(jì)算通貨膨脹率，并與前文在1992年第一季度至 2016年第四季度計(jì)算出的通貨膨脹率進(jìn)行對(duì)比。Inflation*代表 2017年以前的樣本估計(jì)出的通貨膨脹率，Inflation代表 2016年以前的樣本估計(jì)出的通貨膨脹率，根據(jù)公式(9)計(jì)算TIC指數(shù)。從表8第四行的結(jié)果來看，三機(jī)制下的泰爾不等式指數(shù)大大低于其他模型的數(shù)值，所以三機(jī)制模型的穩(wěn)定性是最好的?？傊谀Ｐ偷念A(yù)測能力與穩(wěn)定性方面，非線性的菲利普斯曲線都優(yōu)于線性的菲利普斯曲線。

表8 各模型的預(yù)測能力與穩(wěn)定性比較

五、結(jié)論與政策啟示

通貨膨脹與產(chǎn)出之間的關(guān)系一直是中國宏觀經(jīng)濟(jì)的核心問題之一。近年來，研究中國菲利普斯曲線的文獻(xiàn)越來越多，對(duì)菲利普斯曲線的改進(jìn)也越來越豐富，卻鮮有學(xué)者將非線性、菲利普斯曲線理論、勞動(dòng)生產(chǎn)率等因素納入統(tǒng)一的框架進(jìn)行分析。本文利用 1992年至 2016年中國的季度數(shù)據(jù)，在四因素的新凱恩斯菲利普斯曲線的框架下，引入勞動(dòng)生產(chǎn)率增長和名義價(jià)格變動(dòng)之間的差異作為門限變量，應(yīng)用門限自回歸方法來分析中國的菲利普斯曲線的非線性特征，嘗試對(duì)菲利普斯曲線的研究貢獻(xiàn)綿薄之力。其主要結(jié)論如下。

第一，無論是線性模型還是門限模型的估計(jì)結(jié)果都表明，勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)中國的通貨膨脹率的動(dòng)態(tài)演變具有顯著的負(fù)向影響，這也印證了價(jià)格標(biāo)高理論，即由于工資或價(jià)格粘性的存在，當(dāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長高于名義價(jià)格變動(dòng)時(shí)，通貨膨脹率會(huì)有下降的壓力，反之通貨膨脹率會(huì)有上升的趨勢，所以勞動(dòng)生產(chǎn)率與名義價(jià)格變動(dòng)之間的差異是影響菲利普斯曲線的重要因素。

第二，門限估計(jì)結(jié)果以及相應(yīng)的Wald檢驗(yàn)結(jié)果表明，在不同勞動(dòng)生產(chǎn)率差異的狀態(tài)下，菲利普斯曲線形態(tài)不一樣，展現(xiàn)出明顯的非線性的動(dòng)態(tài)調(diào)整。當(dāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率差異為負(fù)時(shí)(勞動(dòng)生產(chǎn)率增速慢于名義價(jià)格的增長時(shí))，中國菲利普斯曲線中通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口的正向相關(guān)關(guān)系得到很好的體現(xiàn)。隨著差異的消失，勞動(dòng)生產(chǎn)率和名義價(jià)格同步增長時(shí)，通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口之間的關(guān)系顯著降低。當(dāng)差異為正時(shí)，即勞動(dòng)生長率增速快于名義價(jià)格時(shí)，菲利普斯曲線完全不顯著。這些實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了勞動(dòng)生產(chǎn)率差異的存在會(huì)導(dǎo)致傳統(tǒng)的菲利普斯曲線發(fā)生變形。這樣的關(guān)系也印證了中國經(jīng)濟(jì)“縮長”之謎可能源自勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高。

第三，本文并沒有主觀上決定菲利普斯曲線的機(jī)制個(gè)數(shù)，而是讓“數(shù)據(jù)”說話，運(yùn)用 Hansen(1999)的門限檢驗(yàn)方法，我們發(fā)現(xiàn)菲利普斯曲線在三機(jī)制模型下擬合得較好，其后的模型預(yù)測結(jié)果也表明，三機(jī)制的門限模型較OLS模型、分布滯后模型、兩機(jī)制門限模型擁有更好的預(yù)測能力和穩(wěn)定性。因此，在準(zhǔn)確地描述通貨膨脹率的動(dòng)態(tài)信息，為央行提供政策依據(jù)的目標(biāo)方面，菲利普斯曲線的三機(jī)制的門限模型是最可取的。這也意味著中國的菲利普斯曲線存在顯著的非線性特征，對(duì)于不同水平的勞動(dòng)生產(chǎn)率差異，貨幣政策的方向應(yīng)該是不同的。

結(jié)合上述中國數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果，本文提出以下經(jīng)濟(jì)政策建議：(1)考慮到宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)通貨膨脹的非線性影響，在治理通脹以及控制通縮的過程中，可以基于宏觀變量不同狀態(tài)采取不同的措施進(jìn)行治理，效果也許會(huì)更加明顯。(2)從本文的結(jié)果可知，勞動(dòng)生產(chǎn)率越是快于名義變量的增長，經(jīng)濟(jì)體吸收通脹的能力越強(qiáng)，因此我國的貨幣當(dāng)局應(yīng)該尤其注意勞動(dòng)生產(chǎn)率差異的狀態(tài)，在勞動(dòng)生產(chǎn)率增速快于名義變量增長從而出現(xiàn)正的勞動(dòng)生產(chǎn)率差異時(shí)，可以最有效地發(fā)揮積極的貨幣政策，促進(jìn)產(chǎn)出的增長而不會(huì)帶來通貨膨脹大幅度的增長。(3)考慮到政策決策者能獲得實(shí)時(shí)數(shù)據(jù)，從而能對(duì)中國通脹進(jìn)行實(shí)時(shí)監(jiān)控與預(yù)測，將通脹控制到合理的范圍之內(nèi)，政策決策者們應(yīng)該更多地依賴新凱恩斯菲利普斯曲線的分析框架，更多地重視微觀基礎(chǔ)對(duì)通貨膨脹的影響。(4)當(dāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率減速時(shí)，通脹與產(chǎn)出之間的正向關(guān)系最為明顯，這對(duì)于政策制定者而言，除了采取更加穩(wěn)健的貨幣政策以外，可以更多地關(guān)注影響勞動(dòng)生產(chǎn)率方面的因素，從供給方(勞動(dòng)力、土地、資本、制度創(chuàng)造、創(chuàng)新)進(jìn)行調(diào)整，矯正要素配置扭曲，擴(kuò)大有效供給并提高勞動(dòng)生產(chǎn)率。