全球化与中国通货膨胀动态机制模型，本文主要内容关键词为：通货膨胀论文,中国论文,化与论文,模型论文,机制论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
自上世纪90年代中期以来，中国的通货膨胀总体上呈现出低位平稳运行的趋势。图1描绘了1995年至2010年中国消费者价格指数（CPI）通胀率的动态演进路径，从中我们可以看到，上世纪90年代中期我国CPI通胀率波峰值达到20%以上，但此后通胀率水平逐渐回落；虽然在2004年、2007年和2010年出现较明显的上升，但最高值都没有超过10%，仍然处于相对温和的水平。中国通货膨胀的这种低位运行与同时期的经济高速增长形成鲜明的对比，学界将这种现象称为“缩长”之谜。虽然“缩长”之谜并非本文的研究焦点，但是国内经济高涨却没有伴随着长期高通胀的这种现象，启发我们思考国内通货膨胀的国际影响因素。
例如，国际市场供给与需求状况是否也可能影响国内企业的定价策略和定价机制，进而成为国内通胀走势的显著影响因素，甚至有可能超过传统的国内供给与需求因素（即国内产出缺口）对通货膨胀的驱动效应。为此，我们特别注意到，自20世纪90年代中后期以来，中国与世界各国贸易往来日益频繁，跨国界的经济活动通过直接和间接途径极大地促进了中国与世界各国经济的相互联系与相互依存，中国的经济全球化程度明显提升。在这一背景下，全球化因素有可能通过各种渠道从国际市场向国内市场传导，进而对国内物价和通货膨胀形成机制产生影响。显然，如果全球化要素显著影响国内通胀走势，那么与通胀相关的宏观政策调整就需要从国内视角拓展到国际视野。
但是，对于全球化要素是否应该纳入国内通货膨胀驱动因素考虑范围内的问题，近年来学界争论异常激烈，而且已有研究远未达成共识。例如，Tootell（1998）以美国6个主要贸易伙伴国的国外产出缺口作为全球化要素的指标变量，利用1973-1996年的数据估计美国传统的菲利普斯曲线模型，结果没有发现全球化影响美国国内通胀率的证据。Gamber & Hung（2001）同样在传统菲利普斯曲线模型框架下研究全球化因素对美国通货膨胀的影响，但考虑的主要贸易伙伴国增加到35个，而且将样本区间终点更新到1999年。此时结果显示全球化要素对美国通货膨胀具有正向影响，但是只有在10%的显著性水平下这种影响才具有统计显著性。如果将贸易伙伴国变为OECD国家，此时全球化指标变量（以国外产出缺口度量）对美国通货膨胀的影响就不再显著（Hooper et al.，2006）。鉴于基于美国的经验证据微弱，Ball（2006）认为全球化因素很难对国内通货膨胀产生显著影响，理由是国内企业定价主要受国内超额需求对其边际成本的影响，与国际市场相关性不大。但是这种结论似乎更适用于封闭经济或者小型开放国家，对于类似中国这样的大型开放国家，情况可能有所不同。
最近，Borio & Filardo（2007）给出了支持全球化影响OECD国家通货膨胀的证据。这一文献基于传统菲利普斯曲线模型估计了17个OECD国家自1985年至2005年间全球化与国内通货膨胀的关系，发现加权平均的国外产出缺口对国内通货膨胀具有显著正向影响，而且呈现逐年上升的态势。但是Borio & Filardo（2007）的传统菲利普斯曲线模型设定过于僵化，并且其计算的国外产出缺口以特定某一年的贸易占比作为固定权重，因此结果不具有稳健性。在重新采用随时间变化的贸易占比更新国外产出缺口权重之后，Ihrig et al.（2010）的研究发现全球化要素对OECD国家的通货膨胀不具有显著驱动效应。
与国外研究相比，国内对全球化与通货膨胀问题的研究相对较少。最近一篇文献（张成思和李颖，2010）对全球化与通货膨胀问题进行了较为深入的研究。但这篇文献以新兴市场国家为整体进行面板数据分析，有可能无法全面捕捉中国的价格形成机制特征。更重要的是，已有文献在模型设立上与上文介绍的大多数文献类似，都是以传统菲利普斯曲线模型为基准，没有考虑基于微观基础、具有结构化特性的通货膨胀动态机制模型。这样设立的模型理论基础较为薄弱，尽管能够较为方便地将全球化要素直接引入宏观分析中，但是各变量的具体引入形式（动态还是静态）比较武断，导致宏观模型的表现形式缺乏严格约束，这也是已有文献存在的共同问题。
事实上，对于具有微观基础的通货膨胀动态机制模型（特别是新凯恩斯菲利普斯曲线模型），以Roberts（1995）以及Gali & Gertler（1999）为代表的研究提供了具有划时代意义的理论基础。王少平等人（2001）、曾利飞等人（2006）、李昊和王少平（2011）以及杨小军（2011）以此理论框架为基础所开展的系列研究进一步为分析中国通货膨胀问题提供了重要启示。本文在这些已有文献基础上，严格基于微观理论基础，将全球化要素引入微观厂商定价机制，进而基于微观基础构建含有全球化要素的通货膨胀动态机制模型，而不是主观地将全球化要素直接增加到宏观通胀模型中，这与已有研究（如张成思和李颖，2010）存在本质区别。
在理论模型的构建过程中，我们注意既不脱离基础性理论假设，又避免过于僵化的动态机制设定给实证模型带来序列相关性问题。在实证分析中，本文还创新性地运用工具变量信息集投影技术，避免由理性预期假设直接获得通胀预期序列而引入额外随机噪音信息。这种方法进一步使得计量模型的序列相关性检验成为可能。虽然这一拓展看似只前进了一小步，但是对分析结果的准确性和科学性却至关重要。因此，基于微观基础的理论模型拓展和计量分析过程的谨慎创新是本文的主要贡献。
基于以上说明，本文的结构安排如下：第二部分以经典的粘性价格理论为基础，将全球化要素引入微观企业定价机制中，构建分析全球化与通货膨胀问题的理论模型；第三部分对文章涉及的变量和数据进行说明；第四部分进行实证分析，重点考虑模型内生性、序列相关性以及通胀预期的测度问题；第五部分总结全文。
二、理论模型
在分析全球化因素对通货膨胀影响机制的过程中，具有严谨理论依据的模型构建是关键。这样的模型要既能从宏观机制上反映出全球化要素对国内通胀率的影响，同时又不能脱离现代通货膨胀动态机制理论的微观基础。为此，我们在理论模型的构建中，以新凯恩斯主义的粘性价格理论为基础，将全球化要素引入微观厂商定价机制，从微观机制推导出含有全球化要素的通胀动态机制模型，从而使获得的宏观理论模型具有坚实的微观基础。我们稍后将会看到，这一模型本质上就是现代宏观经济分析中广泛使用的新凯恩斯菲利普斯曲线（NKPC）模型，但本文在模型中动态机制的具体形式和全球化指标的引入方面进行了谨慎合理的拓展，这种拓展使后文的实证分析更加贴近中国通胀形成机制的现实情况。①
具体来说，我们以经典的粘性价格理论为基础，但是在微观企业的具体定价模式上有两点关键性的不同。第一，在传统的粘性价格理论模型中（Taylor，1980；Rotemberg，1982；Calvo，1983），一般都假设微观企业在对其产品进行定价的过程中只关注未来通货膨胀和实体经济表现，即所谓的“前瞻型”（forward-looking）定价模式。虽然Gali & Gertler（1999）创新性地将企业定价分成既有“前瞻型”又有“后顾型”（backward-looking），但模型中企业定价所考虑的历史通胀率信息只有滞后一期，与现实情况差别很大。这一问题会导致最后推导出的宏观理论模型过于僵化，造成实证模型出现显著的序列相关性，从而使后续计量分析无效。因此，我们在传统的粘性价格理论基础上，不仅同时考虑“前瞻型”和“后顾型”的企业定价模式，而且还允许“后顾型”企业在定价中考虑多期历史通胀率的加权平均形式，从而使理论假设更加贴近现实情况。
第二，已有的微观企业定价理论，没有考虑全球化要素的影响。但是正如引言部分所提到的，随着全球化程度日益加深，国外经济运行情况（特别是主要贸易伙伴国的经济走势）正在潜移默化地影响各类企业的产品定价模式。这种影响并不局限于贸易产品，因为国外经济运行情况会影响国际商品市场和要素市场，进而传导到国内市场的各个层面。因此，我们将全球化要素（国外产出缺口）引入微观企业定价机制，假设“前瞻型”企业在定价过程中不仅考虑未来国内经济运行情况，同时还考虑国外经济运行状况，从而使企业微观定价机制更加完善。
根据以上说明，我们假设在垄断竞争经济环境下，微观层次的公司和企业对其产品具有定价能力。同时，假定所有企业在一定时期内保持一个固定价格水平，直到受到某些随机信号的影响之后，企业才考虑重新定价。这样，价格的调整就具有了“粘性”。当企业在进行定价时，他们会考虑其他相关企业过去制定的价格水平，也就是说某企业在制定产品的当前价格时会考虑过去的价格状况。现在假定企业在任一给定期间内会改变其价格的概率为1-θ（0＜θ＜1），如果以
表示t期的总体物价水平（自然对数形式，下同），该价格就由前一期的总体价格水平与t期所有企业新制定的价格水平（以
表示）加权求和决定，即
在Calvo（1983）的原始模型中，所有企业在定价过程中都被假设为具有“前瞻性”特征，即价格完全决定于公司对未来国内经济运行状况的理性预期。但是自20世纪末开始，学界已经达成一个基本共识，经济运行中总会存在一定比例的企业采取“后顾型”定价方式，他们在制定价格过程中会参照过去的行业定价标准，同时会考虑历史通胀率水平对价格进行修正。所以，我们假设有ω比例的企业采取“后顾型”定价模式，其价格为
，另有（1-ω）比例的企业采用“前瞻型”定价机制，其水平为
。这样，t期由所有企业确定的新价格水平（相对于总体价格水平）可以表示为：
对于“前瞻型”企业制定的价格水平传统的粘性价格理论一般假设为预期总产出缺口（即真实GDP与潜在GDP的自然对数差）与通胀率的折现求和形式（如Gali & Gertler，1999）。考虑到“前瞻型”企业在定价过程中特别关注未来经济走势，在全球化背景下进行产品定价自然也会关注全球经济形式，因此我们对传统假设进行修正，允许“前瞻型”企业在定价中考虑全球化要素。从影响机制来看，在全球化程度较高的情况下，国外产出缺口首先可以影响国外的商品价格，进而通过进口价格影响国内厂商定价决策。国外产出缺口还可能通过要素市场影响企业定价。实质上，全球化从某种程度上削弱了国内产出和需求间的联系，从而有可能降低企业定价对国内产出缺口的敏感度，即国内产出缺口的影响部分转移到国外产出缺口上。
因此，“前瞻型”企业的定价模型就可以写成如下形式：
对于“后顾型”企业的定价机制，我们将传统文献中的通胀率一期滞后进行拓展，即
根据模型（1）至（5）进行代换推导，可以获得基于微观定价机制的宏观通胀动态机制模型，即
其中，c是常数项，
表示随机扰动项，其余各系数在模型（6）中具有较为直观的解释，这些系数分别是微观模型（1）-（5）中的底层结构性参数的组合，即
与已有文献相比，基于微观基础进行拓展而推导出来的通胀动态模型（6）既具有新凯恩斯菲利普斯曲线的基本特征，又增加了更丰富的动态机制，同时关键性地引入了全球化指标变量，可以作为分析全球化背景下通货膨胀动态机制的基准模型。
三、数据说明
本文研究涉及的基本变量包括通胀率、国内产出缺口和国外产出缺口。样本区间的选择根据中国和主要贸易伙伴国相关变量的可获得性，确定为1995年1季度至2010年4季度。其中，通胀率以消费者价格指数（CPI）的同比增长率来度量，原始数据来源于中国国家统计局。国内产出缺口根据不变价格核算的国内生产总值（即真实GDP）进行计算。由于我国目前没有直接公布真实GDP季度数据，因此我们以1997年为基期，根据国家统计局公布的1992年以来的名义GDP季度数据和对应期间的不变价格增长率推算出真实GDP的季度数据。然后，我们对真实GDP序列进行季节性调整，进而通过标准的HP滤波获得真实GDP缺口，作为国内产出缺口的度量指标。
对于国外产出缺口，我们考虑CEIC数据库中提供的中国最主要的17个贸易伙伴国及地区（香港、印度尼西亚、日本、马来西亚、新加坡、韩国、泰国、中国台湾、英国、德国、法国、意大利、荷兰、俄罗斯、加拿大、美国和澳大利亚），以主要贸易伙伴的真实GDP缺口（基于HP滤波）进行加权平均计算。各国及地区的GDP数据来自CEIC数据库。缺口计算中各国及地区权重的确定按照其对中国的贸易占比（逐年变化）进行计算，即各贸易伙伴与中国的进出口贸易总额占中国与17国及地区的总贸易额的比率。为了说明更加清楚，表1报告了自1995年至2010年17个主要贸易伙伴对中国的贸易占比情况。
从1995年至2010年间的平均情况来看，日本、美国、香港、韩国、中国台湾、德国、新加坡、俄罗斯、澳大利亚和英国分列中国前十大贸易伙伴。但是从各年具体数据来看，各贸易伙伴的贸易占比逐年变化（例如2004年以后美国取代日本成为中国最大贸易伙伴国）。由于各国及地区对中国的贸易占比每年都在发生变化，所以我们在计算国外产出缺口的过程中，按每年各国贸易占比与当年对应真实GDP缺口的具体数值进行逐年计算，最终获得样本区间内的国外产出缺口序列。当然，在计算产出缺口之前，所有真实GDP数据都经过了季节性调整。
根据以上说明，图2（见下页）描绘了1995年l季度至2010年4季度中国CPI通胀率与国内外产出缺口的动态时序图。从图中可以看到，国内产出缺口与国外产出缺口在总体变动趋势上具有一定的同周期性，但是在各个时点的具体变动态势上存在比较明显的差别，特别是波峰波谷点的位置和时间有所不同。同时，图2显示中国通胀率水平从1995年接近20%的高位开始逐渐回落，尽管之后总体上保持相对平稳的走势，但在不同年份也有比较明显的起伏变化。例如，在1998年、2002年和2009年，中国通胀率水平出现负值（即通货紧缩）；而在2004年、2007年和2010年，通胀率水平又一度上升到周期性的高点。
值得特别注意的是，虽然国内通胀水平的起落变化在总体上与国内产出缺口的走势具有一致性，但是在一些时期也出现了国内产出缺口上升但通胀率水平下降（如1998年、2002年、2005年）的现象。而与国内产出缺口相比，国外产出缺口显得更具平滑性，而且周期性变化似乎与国内通胀率的走势具有更强的一致性。从图上还可以看到，国外产出缺口在1998年、2003年、2005年以及2009年的波谷点与这些时期国内通胀率的最低点完全吻合，而且国外产出缺口在2001年、2004年、2007年和2010年的波峰点与国内通胀率的高峰期也高度一致。图2所提示的这些信息暗示出，在研究国内通货膨胀动态机制过程中，全球化要素可能是不可忽视的重要因素。
另外，对于实证分析中的数据还有几点说明。首先，对于原始数据为月度频率的数据（CPI通胀率和M2），我们使用各季度最后一个月的观测值作为对应的季度数据，以避免数据在频率转换过程中引入额外的序列相关性，影响实证分析中计量估计（特别是相关参数的标准差估计）结果的精确度。其次，从下文的分析中我们将会看到，实证估计中还要用到中国广义货币M2的同比增长率作为工具变量。为确保计量估计与统计推断真实可靠，我们对包括M2增长率在内的所有时序数据进行了平稳性检验。根据标准的单位根检验结果（ADF和PP单位根检验），对于本文研究的所有变量，在5%的显著性水平下都可以拒绝变量含有单位根的原假设，因此各变量均为平稳序列。因为单位根检验是一个常规性的标准化检验，所以为节省篇幅此处未做报告。
四、计量分析
基于前文介绍的相关数据，本部分对模型（6）进行计量估计，希望通过科学严谨的计量分析过程，获得相对可靠的参数估计结果，从而判断以国外产出缺口为代表的全球化要素是否是国内通货膨胀的显著驱动因素，同时获得通胀预期与通胀惯性等对即期通胀率的影响程度。虽然模型（6）从形式上看并不复杂，但是要对其进行回归估计并获得科学稳健的结果并不容易。特别是要注意模型（6）是一个动态模型，并且含有理性预期变量和当期（而不是滞后期）的产出缺口变量。这就要求计量估计中要谨慎处理好三个关键性的问题，即内生性问题、通胀预期的测度问题以及序列相关性问题。从下面的讨论中可以看到，无论忽视其中任何一个问题，都会导致计量结果失真甚至错误。
1.内生性问题
因为模型（6）中自变量含有通胀预期和即期产出缺口变量，所以必须考虑模型的内生性问题。具体而言，因为通胀预期是基于t期及之前的所有相关信息形成的预测，因此影响即期通胀率的随机因素（如国际石油价格变化而形成的供给冲击）很有可能也会影响通胀预期。同时，根据标准的宏观经济分析框架（如Stock & Watson，2002），影响即期通胀率的随机因素也很有可能影响即期产出缺口（无论国内还是国外）。因此，模型（6）中的扰动项与模型内自变量可能存在非正交关系，即存在内生性问题。
在实际工作中，我们使用Durbin-Wu-Hausman检验，确认“最小二乘估计具有统计一致性”的原假设在传统显著性水平下被拒绝。为此，模型（6）的回归估计需要利用工具变量估计方法获得参数的点估计值和对应的标准差。请注意，Durbin-Wu-Hausman检验的基本思想是对比最小二乘估计与工具变量估计（两阶段最小二乘，2SLS）的参数估计向量，并构建服从卡方分布的统计量进行检验。当然，在实践中我们是基于自变量与工具变量的投影矩阵组合并通过计量分析中标准的Frisch-Waugh-Lovell原理进行假设检验，具体过程可以参见Durbin（1954）、Wu（1973）以及Hausman（1978）。
对于工具变量的选择，既要考虑工具变量与模型内各自变量之间的经济关系，又要考虑工具变量个数相对于样本大小的合理性，并且需要确保工具变量与扰动项无关。为此，我们选择国内外产出缺口以及中国M2增长率各自的1-2期滞后项作为工具变量。另外，常数项和模型右侧所有通胀率的滞后项（实践中由AIC准则和下面介绍的序列相关性检验共同判定为5期滞后）也包含在工具变量集合中。工具变量选择的合理性进一步由Hansen（1982）的J检验进行确定，该检验的原假设为所有工具变量为外生，如果原假设不被拒绝，则表明工具变量的选择相对合理。
2.通胀预期测度问题
对于通胀预期的测度，通过理性预期假设获得通胀预期数据是学界的一种标准做法。这种方法实质上是用t+1期的实际通胀率代表通胀率期望值，即
另外，因为直接采用理性预期假设获得通胀预期序列，实际处理的是复合扰动项，所以还会带来另一个非常关键的问题，就是无法检验模型（6）中的原始扰动项 是否具有序列相关性。鉴于模型（6）为动态模型，因此如果 存在序列相关性，那么严格讲使用任何滞后项做工具变量都无法获得有效估计结果。当然，即使能够将
剥离出来，传统的序列相关性检验也不适用于类似模型（6）这样的工具变量估计下的动态模型。关于这一问题，我们在下文将进一步明确讨论。
因此，为了避免直接使用理性预期假设获得通胀预期序列带来的以上问题，我们借鉴Pagan（1984）的思想，运用工具变量信息集投影技术获得通胀预期序列。具体来说，我们同样不脱离理性预期假设，但是在技术处理上不同于传统的处理方式，即不直接将
带入计量模型中，而是使用在给定工具变量信息集矩阵Z上的投影来获得通胀预期序列，即
3.序列相关性问题
上文已经提到，模型（6）能否获得可靠的估计结果，另一个关键性问题就是序列相关性。对于动态模型（6）来说，如果扰动项存在序列相关性，则意味着通胀滞后项与扰动项非正交，这样就会导致其他相关时序变量的滞后项也与扰动项相关。此时即使采用工具变量回归，结果也不具备统计一致性，而且是有偏的。因此在对模型（6）进行估计的同时，必须检验模型是否存在序列相关性。但是传统的序列相关性检验（如Breusch-Godfrey检验）在工具变量估计模式下是无效的。事实上，自20世纪80年代以来，计量经济学领域就一直对工具变量估计下的序列相关性检验问题有所关注。特别是经过Godfrey et al.（1988）、Davidson & KacKinnon（1993）、Cumby & Huizinga（1992）以及Godfrey（1994）的系列研究，至今已经发展得比较完善，只是在通胀动态机制研究领域没有受到足够的重视和应用。
为此，我们根据Godfrey（1994）所提出的工具变量估计下的序列相关性检验方法对模型（6）进行序列相关性检验。因为已有文献对这一检验的过程介绍多停留在理论层面，不便于研究人员实践操作（如编写程序），所以我们此处对该检验的核心内容进行简短阐释。其基本思想是基于如下辅助回归方程：
基中ρ（L）表示滞后算子多项式，
是原始模型使用工具变量估计（2SLS）后获得的残差序列，X表示原始模型（6）中的自变量矩阵，ε是辅助方程的扰动项（允许存在异方差，但不能序列相关）。为便于说明，我们需要将模型（10）重新写成以下向量形式：
4.估计结果
根据以上说明，表2报告了模型（6）的工具变量估计（2SLS）结果，其中前4列是模型中核心参数的估计值与标准差，第5列是对模型（6）中所有通胀率滞后项（除1期滞后项之外）进行联合显著性检验的p值，第6-7列分别报告的是Godfrey（1994）工具变量序列相关性检验的p值和Hansen（1982）J检验对应的p值，最后一列报告了拟合优度统计量修正
。另外，我们在对模型（6）进行估计过程中，还考察了当通胀预期与通胀惯性的系数满足凸组合约束
时的情况，结果报告在表2的后两行。因为通胀预期序列与通胀滞后项存在较高的相关度，所以凸组合约束可以有效减轻可能存在的共线性问题。
基于表2报告的结果，我们得到以下几点重要发现：首先，无论在有无凸组合约束的条件下，国外产出缺口的系数
，在5%的显著性水平下具有统计显著性，点估计值分别为0.10和0.09。这一结果表明，在其他条件不变的情况下，国外产出缺口每增长一个百分点，会显著带动国内通胀率上升0.1个百分点。②就是说，在全球化背景下，国外实体经济的发展状况会显著影响国内价格变化率的走势。然而，国内产出缺口的系数估计结果与国外产出缺口对应的结果形成鲜明反差：国内产出缺口系数
的估计值不仅绝对值非常小，而且不具有统计显著性。
由此看来，在最近15年左右的时间内，我国主要贸易伙伴国或地区的经济运行状况对国内CPI通胀率的影响效果显著超越了国内产出缺口的影响。这一结果从一个侧面对中国过去十几年间所经历的“低通胀一高增长”现象（学界称为“缩长”之谜）提供了一个解释：自20世纪90年代中后期以来，尽管国内经济增长持续高位运行，但全球经济总体上增长平缓，发达国家普遍出现大稳健现象（殷剑锋，2010），而且中国主要贸易伙伴国或地区的超额供给时期（即产出缺口为负的时期；回顾图2）明显多于国内，从而显著平抑了国内通货膨胀压力。
其次，表2前两列的结果显示，在没有约束条件情况下通胀惯性系数略高于通胀预期系数。而在凸组合约束条件下，通胀预期系数略高于惯性系数。也就是说，在1995-2010年期间，通胀预期与通胀惯性对我国即期通胀率的驱动效应基本相当。在这一点上，我国的通货膨胀动态机制特征与发达国家明显不同，特别是不同于Gali & Gertler（1999）所倡导的理性预期主导新凯恩斯菲利普斯曲线的结论。因为预期与惯性对通货膨胀的贡献各占50%，所以在分析通货膨胀驱动机制过程中，二者都不能轻易忽视。这也暗示出，决策层在通胀预期管理过程中，需要同时关注市场对未来通货膨胀的预期和通货膨胀的历史表现。
再次，从通胀率滞后项联合显著性检验的p值来看，检验结果在有无约束条件下都具有统计显著性（p值为0）。这表明现实中微观企业定价决策确实会考虑到以往多期的通货膨胀表现，而不仅仅局限于通胀率的1期滞后信息。这一结果也说明，增加更丰富的动态机制后，新凯恩斯菲利普斯曲线所刻画的通货膨胀模型与现实情况更加一致。同时，我们注意到Godfrey（1994）工具变量序列相关性检验的p值在所有情况下都大于10%，说明模型（6）没有序列相关性。这也确保了本文工具变量估计的有效性。
在实践中，我们还对比了不增加通胀率多期滞后项模型的估计结果（即模型（6）中只保留通胀率1期滞后项），结果发现工具变量序列相关性检验的p值小于5%，说明此时由于模型设立过于僵化而导致扰动项出现显著序列相关性。同时，表2中后两列报告的Hansen（1982）J检验p值和修正的结果分别表明，工具变量集合具有外生性的原假设在传统显著性水平上不能被拒绝（即工具变量选择具有合理性），而且模型拟合优度比较合理。以上结果都说明，增广模型相对于Gali & Gertler（1999）的传统模型更加合理。在实践中，我们还使用不可观测成分随机波动模型所估计的通胀预期序列和基于中国人民银行发布的“城镇储户收入与物价扩散指数表”中“未来物价预期指数”所转化来的通胀预期序列对模型进行估计，以避免理性预期假设可能对结论的影响，进而增强结论的稳健性。对应的结果与表2的结论基本一致。为节省篇幅，这些结果在此未做报告。③
另外，作为比较，我们对只考虑国内产出缺口情况下的模型（即模型（6）中剔除国外产出缺口变量）进行了估计，表3（见下页）报告了对应结果。我们注意到，如果模型设立刻意遗漏掉国外产出缺口，那么国内产出缺口的点估计值明显增大（从表2中的-0.005变为0.089），而且对通胀率的驱动方向与传统理论相吻合，尽管不具有明显的统计显著性。表3的结果暗示出，在对中国通货膨胀动态机制建模过程中，如果忽略国外产出缺口变量，国内产出缺口的通胀驱动效应则会变大，这是因为此时国外产出缺口的影响被人为地转嫁到国内产出缺口上，从而可能得出颇具误导性的结论。
当然，基准模型（6）的估计是基于1995-2010年的固定样本区间，而在实践中可能还要考虑国外产出缺口对国内通胀率的驱动效应是否随样本时间变化有所变动，特别是国外产出缺口对国内通胀率的影响程度（即系数值）是否随全球化程度日益提升而呈现增大的趋势。为此，我们以2010年4季度为样本终点，以1995年作为起始时间，逐渐向前移动起始时间一直到2000年1季度（确保样本不至于过小），通过这种方式对模型（6）进行向前移动样本估计，从而获得变动样本区间对应的国外产出缺口系数的系列估计值。在获得估计结果之后，我们以全球化程度（贸易开放度）作为横坐标，国外产出缺口的系数估计值作为纵坐标，在图3中画出了二者的散点图。从图示结果来看，国外产出缺口的系数估计值随着样本起始点的不同稍有变化，不过大多集中于0.10至0.14之间，与表2中给出的结果基本一致。从总体变化趋势上看（即图3中的回归拟合线），国外产出缺口对国内通胀率的影响程度表现出随着全球化程度的日益增强而逐渐上升的态势。
五、结论与启示
本文基于中国与世界经济全球化程度日益提升的典型事实，以粘性价格理论为基本框架，将中国17个主要贸易伙伴的真实GDP缺口变量引入微观厂商定价机制，从微观基础推导出我国通货膨胀动态机制理论模型。本文推导出的理论模型既具有新凯恩斯菲利普斯曲线模型的基本特征，同时又增加了全球化要素以及更丰富的动态机制。文章运用1995年至2010年的季度数据，对理论模型进行了实证检验。在实证分析中，我们细致地考虑了模型的内生性、序列相关性和通胀预期测度问题，设计了新的工具变量信息集投影技术来解决由理性预期假设引入的额外随机噪音信息对估计结果的影响问题，同时应用工具变量估计下的序列相关性检验（非常规性序列相关性检验）确保计量估计结果的有效性。
通过严谨的理论推导和计量分析设计，本文得出三点主要结论：第一，自1995年以来，国外产出缺口显著超越了国内产出缺口对通货膨胀的影响。这意味着最近十几年来国内通货膨胀的动态走势与全球经济走势紧密相关，国外供给与需求因素通过国际市场对国内通货膨胀形成系统性驱动效应。这一结果也暗示出，最近十几年来国内经济高速增长但通胀水平总体上相对较低，可能是（至少一定程度上）得益于经济全球化的结果。第二，通胀预期和通胀惯性对国内通胀率都具有显著影响，而且二者的影响程度基本相同，不存在谁占主导地位的问题。第三，运用新凯恩斯菲利普斯曲线模型分析中国通货膨胀问题，必须增加更丰富的动态机制，才能有效消除序列相关性，进而获得科学可靠的实证结果。如果忽略序列相关性问题，新凯恩斯菲利普斯曲线的相关实证分析将全部坍塌，这一点必须引起学界的足够重视。
总之，在日益开放的经济条件下，全球化因素会通过产品市场和要素市场等途径影响国内价格形成机制。在产品市场上，国外产出缺口影响国外产品价格，进而通过进口价格对国内物价产生影响。在要素市场上，国外超额需求则反映了劳动力及资本对国内供需状况的影响，继而影响国内价格形成机制。国内的需求不足（或供给不足）可以被国外的需求旺盛（或供大于求）所抵消。因此，全球化可以通过外部产品市场或要素市场的供给与需求，平抑国内的供需失衡，稳定国内物价水平。这可能从一个侧面解释了中国经历的“缩长”之谜。
从发展的角度看，世界经济由于科学技术的进步（包括通信和交通等方面）、贸易合作的频繁以及国际市场的开放，将会更加紧密地联系在一起。因此，影响国内通货膨胀的各种全球化因素会随着这种趋势的不断深入扮演着越来越重要的角色。对于宏观政策的制定而言，不仅要关注国内经济运行状况，还要将国外经济运行情况纳入通货膨胀管理的决策反应信息集中。当然，由于国内货币当局对全球化要素并不具有主动掌握权或者直接调控能力，因此中央银行在全球化背景下调控通货膨胀的工作会变得更加复杂，而且更具挑战性。只有时刻关注世界市场的变化，不断完善金融体系、货币制度和经济结构，才有可能不断提高我国对外部冲击的抵抗力。
作者感谢匿名评审专家的建设性意见，文责自负。
注释：
①这里所构建的理论模型基础是Calvo（1983）的“供给方”模型。在实践中，作者还依据Obstfeld & Rogoff（1995）及Gali & Monacelli（2005）等关于开放经济DSGE模型研究的经典文献进行理论推导（推导过程可向作者索取）。可以证明，基于DSGE框架推导出的模型宏观表达式与此处模型完全一致。当然，DSGE模型涉及的经济部门更加全面，推导过程相对更加复杂，并且对国内产品价格与消费者价格进行了区分（二者之差由汇率变量决定）。关于汇率变量是否要引入通胀动态机制模型及其引入后是否显著的问题，我们在第四部分实证分析中也做了说明。
②标准差估计中Newey-West修正矩阵的权重矩阵滞后项选择不同，对标准差估计有一定影响（本文选择常用的4期），而变换核估计方法对结果没有影响。不过无论修正矩阵如何变化，国外产出缺口对国内通胀率的影响程度和方向都是一致的。
③我们在实践中还考察了汇率因素（分别考虑名义有效汇率、真实有效汇率和人民币对美元汇率）可能对通胀率的影响。相应的估计结果表明汇率变量无一例外地都不具有统计显著性。
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