开放经济下中国通货膨胀的价格传递效应研究，本文主要内容关键词为：通货膨胀论文,中国论文,效应论文,价格论文,经济论文，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
随着中国对外开放程度不断加深，对外贸易依存度的不断提高，国内经济与外部经济的联系愈加紧密。在美国次贷危机之前，全球流动性泛滥，通货膨胀(下文简称通胀)趋势严峻，中国的经济受到较大的外部通胀压力。危机爆发之后，全球主要发达国家又面临着严峻的通货紧缩局面，为防止经济衰退，美国等受到危机严重冲击的国家不断通过宽松的货币政策刺激经济，引致全球通胀水平再次急剧上升。在这一过程中，中国物价水平也与世界表现出较强的联动性。①针对该现象，很多国内学者观察到经济开放对国内通胀的影响，并在开放经济的框架下研究通胀问题(范志勇，2010；吴剑飞和方勇，2010；张晓慧等，2010)。
在封闭经济框架下，很多学者从价格传导机制角度研究通胀问题，但其中多数研究直接通过经验分析研究价格传导机制，缺乏相应的理论依据。Shapiro(2008)依据Huang和Liu(2001)提出的封闭经济下垂直生产结构的生产模型，建立了一个基于国内垂直生产结构的新凯恩斯菲利普斯曲线(New-Keynesian Phillips Curve，NKPC)模型，并对美国通胀的价格传导效应做了经验分析，为分析价格传导机制提供了理论依据。但是，近年来随着全球化步伐的加快，国际分工的格局更加明显，全球范围的垂直生产结构对各国的生产和贸易影响显著增强，价格传导效应更加明显。Wong和Eng(2010)(后文简称WE)针对该问题建立一个基于国际垂直生产结构的开放经济NKPC前瞻式模型，分析了货币政策效应。中国作为对外贸易依存度较高的国家，是全球分工格局的重要参与者，这种价格传导效应不可忽视，但在对中国通胀问题的研究中，已有文献尚未在开放经济框架下建立NKPC模型分析垂直生产结构下价格传递效应。此外，由于前瞻式模型无法解释通胀的持续性，Galí和Gertler(1999)(后文简称GG)用实际边际成本替换产出缺口，建立了一个包含通胀惯性的NKPC混合模型。该模型基于厂商定价行为推导而来，兼顾了模型的简洁性和现实性，已发展成为一种标准形式的NKPC模型，很多学者采用与之类似的模型研究通胀问题(Galí等，2001、2005；Shapiro，2008；曾立飞等，2006；杨小军，2011)。为此，本文借鉴GG的方法，将WE的前瞻式模型拓展到混合模型，建立一个新的开放经济NKPC混合模型。
NKPC模型面临的一个主要问题是如何为通胀预期因素选择合适的代理变量。学者们通常采用广义矩估计法(GMM)估计模型。Zhang等(2008、2009)以及Zhang 和Clovis(2010)指出，采用GMM估计该模型，随机扰动项通常会表现出显著的序列相关性，从而导致对估计结果存在质疑。他们建立了一个扩展的NKPC混合模型，考虑了更长滞后期的通胀率对当期通胀的影响，发现扩展的模型能够有效地避免序列相关性。为此，本文借鉴Zhang等(2008)的方法，建立一个扩展的开放经济NKPC混合模型，并分别基于基准和扩展的混合模型，运用经验数据对中国的通胀动态过程进行深入的分析。我们发现，基准的混合模型确实存在残差序列相关性问题，而扩展的混合模型则有效地避免了该问题，从而使得估计结果更加稳健。
本文主要有以下特点：一是将WE前瞻式模型扩展为混合模型，而且考虑到能源等基础性原材料价格剧烈波动对宏观经济的冲击，在模型中加入供给冲击项，建立了一个包含通胀预期和供给冲击的开放NKPC混合模型；二是模型中的实际边际成本除包含单位劳动成本外，还将本国和进口中间品的成本纳入其中，不仅反映了本国和进口中间投入品的价格传导效应，而且还将其与能源等基础性原材料价格波动造成的冲击区分开来；三是采用扩展的开放NKPC混合模型，从而避免了估计模型过程中出现残差项序列相关性问题。
二 文献回顾
(一)新凯恩斯菲利普斯曲线
NKPC模型融合了新古典主义和新凯恩斯主义的思想，在理性预期的框架下强调工资和价格粘性。Taylor(1980)、Rotemberg(1982)和Calvo(1983)分别从不同角度给出了名义工资和价格粘性的微观基础，并依次建立了解释变量只包含通胀预期和产出缺口的NKPC模型。Roberts(1995)将上述三者的微观机制统一推导为宏观表现形式一致的模型框架，并命名为新凯恩斯菲利普斯曲线(张成思，2010)。Ball(1991)指出，在只包含通胀预期的模型下，货币政策能够实现在不损失产出的情况下将通胀率降为零。Fuhrer和Moore(1995)建立了一个谈判工资为相对实际工资的新工资合同模型，通过两期合同得到兼备通胀预期和通胀惯性的混合菲利普斯曲线。Fuhrer(1997)的经验检验发现，包含通胀预期和通胀惯性的模型能更好地解释美国的通胀，通胀惯性对通胀水平的影响比通胀预期更为重要。
除了基于工资和价格粘性的模型外，Mankiw和Reis(2002)从信息不对称理论出发提出了基于信息粘性的模型。他们认为，与工资和价格粘性模型相比，该模型能更好地解释货币政策对通胀的倒V型作用以及金融加速器现象。
早期的NKPC模型都将产出缺口作为实体经济状况的指标，但采用产出缺口有两个问题：一是潜在产出无法观测，难以获得真实的产出缺口；二是价格粘性是基于微观层面的厂商行为，而产出缺口无法反映厂商行为，为此GG采用实际边际成本替换产出缺口。GG先在Calvo(1983)的价格粘性模型上假定所有厂商采用前瞻式定价策略，推导出只包含通胀预期和实际边际成本的前瞻式NKPC模型。由于前瞻式模型不能反映通胀惯性，GG进一步假定存在前瞻式和后顾式两种定价策略的厂商，其中后顾式厂商的定价直接依据上一期的最优重置价格定价，进而推导出包含通胀预期、通胀惯性和实际边际成本的混合NKPC模型。在经验分析上，GG采用实际单位劳动成本衡量实际边际成本，并采用GMM方法估计模型。
但GG模型在以下几个方面受到质疑：一是采用实际单位劳动成本作为实际边际成本的代理变量。一般情况下厂商生产要素包括劳动、资本和中间投入品等，采用实际单位劳动成本不能全面地反映实际边际成本。正是对该问题的质疑，后来在对NKPC模型的研究中，很多学者对实际边际成本的代理变量问题进行了深入研究，也成为研究开放经济下NKPC模型的重要分支。二是模型是在严格的生产函数约束下推导而来的，正如Sbordone(2002)指出的那样，虽然劳动成本能够很好地解释通胀，但是采用简单的柯布-道格拉斯(C-D)生产函数具有很大的局限性。三是由于宏观政策变化等原因可能引起经济的结构性变化，因此模型中的参数应该具有时变性质(Zhang 等，2008)。
对实际边际成本的修正，部分学者主张模型中应该采用产出缺口，因为产出缺口包含了实体经济整体运行状况的所有信息，Sbordone(2002)、Neiss和Nelson(2005)及Bowdler(2009)等研究发现，采用产出缺口的NKPC模型能够解释通胀动态行为；Gertler和Leahy(2008)在产出缺口基础上进行修正，认为产出缺口与实际边际成本存在线性关系，但线性系数与劳动力供给弹性负相关。还有部分学者基于厂商行为在实际单位劳动成本基础上加以改进，Shapiro(2008)依据封闭经济下垂直生产结构的生产模型，将中间投入品价格和工资都作为衡量实际边际成本的指标。
(二)开放经济下的NKPC模型
在开放经济框架下的研究，一个重要分支就是对实际边际成本进行修正，并且多数学者基于微观的厂商行为进行分析。
Balakrishnan和López-Salido(2002)将进口中间品纳入到厂商的生产函数中，实际边际成本由工资和进口中间品价格共同决定。其经验分析的结果显示，纳入进口中间品的实际边际成本能够显著解释英国的通胀行为，Peacock和Baumann(2008)采用相同的模型对美国、英国和日本的数据进行了经验分析。由于厂商生产投入品不仅仅来自于进口，上述模型的缺陷在于其生产要素中没有考虑本国的中间投入品。Rumler(2007)与Leith和Malley(2007)建立的模型中将本国中间品、进口中间品以及劳动作为生产要素，但模型的问题在于其实际边际成本的计算过于复杂，包含的变量较多，给经验分析带来了一定的困难。
Gerberg和Pauwels(2005)假设厂商采用C-D生产函数，行为依据是成本最小化，得到一个可以包含多种生产要素的实际边际成本决定模型。该模型的优势在于可以将多种生产要素纳入到实际边际成本中，但缺陷是模型中没有给出各种要素权重系数的经济意义，且无法确定系数值。WE在Shapiro(2008)的封闭经济模型基础上建立了一个开放经济下国际垂直生产结构模型，假设厂商的生产要素为技术进步、中间投入品和劳动，但中间投入品由本国产品和进口产品共同组成，该模型很好地将进口中间品和本国中间品纳入到实际边际成本中。该文采用数据模拟分析了开放经济下的货币政策，但没有采用经验数据进行分析，而且模型中没有区分名义变量和实际变量。Gordon(1997)认为供给冲击对通胀的作用不可忽视。综合上述研究，一个共同存在的不足是模型中都没有考虑供给冲击。
(三)NKPC模型的估计
由于在NKPC模型中存在通胀预期因素，目前学者一般采用GMM方法估计模型。Rudd和Whelan(2005)针对GG模型的估计，指出由于可能忽略对通胀具有影响的工具变量，将导致估计结果不准确，但Galí等(2005)的研究认为，GMM方法对参数的估计是无偏和稳健的。
估计模型的前提条件是假定模型中残差项的分布是相互独立的，否则模型的估计结果是有偏的，但Galí等(2001)曾指出对残差项的这一假定过强。Zhang等(2008、2009)以及Zhang和Clovis(2010)指出，估计模型时无法避免扰动项的序列相关性，残差项的分布相互独立无法满足，从而使得估计结果受到质疑。他们认为，作为用于货币政策分析的短期通胀率动态模型，由于通胀惯性的存在，在后顾式厂商定价过程中对历史通胀率的修正作用可能不仅仅表现于滞后一期的通胀，而是在更长的一段时期内对滞后通胀率的加权平均(张成思，2007)。为此，他们建立了一个扩展的NKPC混合模型，经验结果表明，扩展的模型与现实数据更加吻合，同时有效地避免了模型中随机扰动项的序列相关性。
此外，诸多国外学者采用较长的样本对模型进行估计，并用以分析美国的通胀动态机制。Zhang等(2008)指出在较长的样本期内，因为货币政策的变化或者经济出现结构性变化，估计模型时应该考虑结构突变问题，作者通过经验检验发现美国在1981年前后，NKPC模型确实存在结构突变问题。
(四)国内相关研究
早期国内相关研究主要在传统菲利普斯曲线的基础上展开，刘树成(1997)分别分析了基于“产出-物价”和基于“失业率-物价”的菲利普斯曲线。黎德福(2005)建立了一个二元经济下基于“失业率-物价”的菲利普斯曲线，分析了农业部门和非农业部门之间的溢出效应对通胀、产出和就业的影响。
在对封闭经济下NKPC模型的研究中，杨小军(2011)将利率因素纳入到GG模型中，采用GMM方法分别估计了前瞻式模型和混合模型，发现利率对中国的通胀水平影响显著。
在对开放经济的研究中，张成思和李颖(2010)将国外产出缺口、进口价格等全球化因素引入传统的菲利普斯曲线中，运用动态面板数据模型分析了全球化对通货膨胀动态机制的影响。而其他研究基本都是在NKPC模型基础上的拓展，曾立飞等(2006)运用Gerberg和Pauwels(2005)的实际边际成本模型分析了中国开放经济下的通胀表现，该文将资本存量、进口中间品和劳动作为生产投入品，采用GMM方法估计了不同权重系数下中国开放经济的NKPC模型，该文没有考虑本国中间品价格和供给冲击的影响。耿强等(2009)则将汇率纳入到GG的混合模型中，结果显示通胀预期和通胀惯性对中国当期通胀水平都具有显著影响，但人民币实际有效汇率的影响不显著。
此外，张成思(2007)在对短期通胀率动态机制理论进行评述时，对菲利普斯曲线的研究进行了深入的分析，指出现有理论尚存的缺憾，并提出了修正和拓展现有理论的研究方向；张成思(2010)进一步对NKPC模型的研究进行了系统性的归纳与综述。
三 理论模型
以下我们将建立基于国际垂直生产结构下的开放NKPC模型。具体思路是借鉴Shapiro(2008)和WE模型的思想，基于国际垂直生产结构下的厂商行为模型推导出厂商的实际边际成本，并在此基础上结合GG模型和Gordon(1997)的三角模型建立包含供给冲击的开放NKPC的混合模型。由于Zhang等(2008)以及Zhang和Clovis(2010)指出，基准的混合模型无法避免序列相关性从而导致估计结果不准确，因此我们在Zhang等(2008)的基础上，建立一个扩展的开放NKPC混合模型。
(一)基准的开放NKPC混合模型
1.国际垂直生产结构下的厂商行为。假定本国和外国厂商生产最终产品都需要N个阶段，本国厂商在第n(1≤n≤N)个生产阶段的投入品来自本国和外国厂商在第n-1个生产阶段的产出品，而该阶段的产出品用于本国和外国厂商在第n+1个生产阶段的投入品，在第N个生产阶段的产品就是最终消费品。
分别表示本国和外国在t-1时期第n-1个生产阶段的产出品，v(v＞1)为本国与进口中间品投入的不变替代弹性。式中k(0≤k≤1)表示本国厂商在相应生产阶段对外国生产的中间投入品数量的比重，它是衡量经济开放程度的指标之一。
已有研究通常用产出缺口或者单位实际劳动成本衡量边际成本，(6)式在开放经济框架下分析，将本国和进口中间品价格以及劳动力的成本都纳入到边际成本中，考虑了多种生产要素的成本，更符合现实经济。在垂直生产结构下，最终产品的生产过程按照上游向下游逐级传递，从而也解释了价格传导过程。
2.基准的开放NKPC混合模型。在GG模型中，作者采用Calvo(1983)的交错定价模型，其粘性价格设定为在每一时刻，所有厂商以1-θ的概率将价格调整为最优重置价格，以θ的概率保持价格不变，在对称的一般均衡经济中，价格总水平
就为两种价格的加权平均和，即：
运用条件期望迭代法则进行迭代和整理，可以推导出在国际垂直生产结构下基准的开放NKPC混合模型为：
(二)扩展的开放NKPC混合模型
为解决残差项序列相关性问题，Zhang等(2008)在GG模型基础上将后顾式厂商定价策略进一步拓展，认为后顾式厂商在定价过程中，会依据更长滞后期的通胀率进行修正，并定义新的定价策略为：
四 计量方法与数据说明
在建立模型的基础上，本文将分别对中国基准混合模型和扩展混合模型进行估计和检验，分析本国和进口中间品价格、通胀预期、通胀惯性、工资以及供给冲击在中国通胀动态变化过程中的影响效应。
(一)GMM估计与检验
本文采用已有学者通常采用的GMM方法对模型进行估计。已有研究表明，对基准的混合模型进行GMM估计很可能出现残差项序列自相关问题。为此，本文将分别对基准和扩展的混合模型进行估计，并采用Cumby和Huizinga(1992)提出的方法检验残差项的序列相关性，以对两种模型进行比较。
GMM方法估计结果依赖于工具变量的选择，如何选择合适有效的工具变量是其难点之一，而本文需要对变量通胀预期(E[，t]π[，N，t+1])选择合适的工具变量。在同类研究中，国内外学者采用的工具变量不完全相同，但都将模型中所包含变量的滞后期作为工具变量(Galí和Gertler，1999；曾利飞等，2006；Zhang和Clovis，2010)。为此，基于本文的模型，我们选择季度通胀率、实际边际成本和能源价格冲击的滞后期作为工具变量。此外，考虑到通胀与国内经济景气程度有关，国内外学者一般将反映经济景气程度的产出缺口和利率水平的滞后期作为工具变量。对于产出缺口，其依据是奥肯定律，而利率在总需求和总供给理论框架下，可以通过利率传导机制对通胀产生影响(Zhang和Clovis，2010)。在分析开放经济框架下的菲利普斯曲线时，曾利飞等(2006)认为在开放经济下本国通胀与世界通胀水平有一定关系，将世界通胀也作为工具变量。基于上述原因，本文对通胀预期选择的工具变量为：通胀率、实际边际成本、能源价格冲击、产出缺口、短期利率和世界通胀率的滞后期。在工具变量滞后期的选择上，理论上来说，估计结果受到工具变量滞后期的影响较小，综合已有研究，工具变量的滞后期为1～4期。
在GMM估计时还需要设定权重矩阵。根据Zhang和Clovis(2010)的研究，如果模型存在序列相关，不宜采用HAC权重矩阵，而当模型不存在序列相关时，则不需要采用自相关权重矩阵进行调整，因此采用只考虑异方差的稳健权重矩阵。
(二)相关变量的设定
由厂商行为模型中的(1)和(2)式可知，参数α和k都是由厂商生产行为决定的外生参数，在估计模型之间有必要设定其参数值。对于中间投入品产出的弹性系数α，本文前提假设之一是厂商具有同质性，通过(1)式可知这里α可以看作资本投入的产出弹性系数。国内已有多数学者采用C-D生产函数估算中国的产出弹性系数，目前也有部分学者运用非参数方法估计中国的时变产出弹性系数。如章上峰和许冰(2009)采用非参数模型、变系数模型、可变参数模型和面板数据模型替代收入份额法，估计出不同时期资本和劳动力的时变产出弹性。综合已有学者的研究成果，虽然对弹性系数的估计结果各不相同，但是其估计出的资本产出弹性一般都在0.5～0.8之间，而多数估计是在0.6～0.7之间。
对于进口中间投入品比重k，由于无法获得每个季度或年度的中间投入品数据，故无法通过模型估计而计算得到。衡量该参数的最佳途径是根据投入产出表中的数据，但该表并非每年都发布。在样本期内，国家统计局公布了2000、2005和2007年的投入产出表，本文选择中间年份(2005年)的数据作为衡量参数k的标准。根据表中数据，2005年中间投入品合计为3.605万亿，其中进口中间投入品为0.594万亿，为此估计出的参数k值大约为0.165。
由于无法估计两个参数的真实值，上文给出了两个参数的估计值的基本范围，为增强估计结果的稳健性，本文将在经验分析时对两个参数分别采用不同的值进行估计。具体是将参数α分别设定为0.6和0.7，参数k比重分别设定为0.165、0.1和0.2。由于参数k衡量了对外开放程度，本文还将其设定为0进行比较。
供给冲击一般是指可能引起生产能力和生产成本变化的事件，现实经济中的供给冲击比较复杂，种类繁多，但在经济分析中，通常指基础原材料价格的波动等因素。为此，本文采用能源价格波动衡量供给冲击，将季度内的能源价格变化率作为供给冲击变量，计算方法是
表示t时期能源价格对数线性化后的结果。
技术进步是一个难以准确量化的指标。本文采用季度数据，但目前计算技术进步往往是年度数据，季度内的技术进步在实际经济中很难量化，而且技术进步在短时期内的变化较小。根据Gerberg和Pauwels(2005)的处理方法，这里将技术进步设定为零。
(三)数据
1.样本空间。由于NKPC模型强调通胀动态过程中的价格粘性，如果采用年度数据，时间跨度过大。此外，在分析厂商行为时其生产和价格调整过程通常难以在一个月内完成，而且月度数据季节波动性过大容易导致模型估计结构不稳定，因此也不宜采用。本文采用季度数据进行分析，数据样本区间为2000年第1季度到2010年第4季度。
2.数据说明与来源。模型中的变量都是经对数线性化处理后得到的数值，表示变量偏离平衡增长路径(稳态值)的百分比。但由于变量的稳态值不可观测，如何估算稳态值是经验分析过程中的一个难题。对于稳态值的处理，不同学者采用不同方法，国外部分学者(Galí和Gertler，1999；Galí等，2001)将变量的平均值作为稳态值，但国内学者一般都采用HP滤波方法测算变量的稳态值(曾利飞等，2006；耿强等，2009；杨小军，2011)。这主要是因为自1978年以来中国不断进行经济体制的改革，直接采用平均值可能导致较大的误差(曾利飞等，2006)，故本文采用HP滤波法得到变量的稳态值。本文对模型中的数据进行对数线性化，即将变量及其稳态值对数化后相减而求得。
垂直生产结构表明上一阶段产品在下一阶段生产中作为投入品而被消费，直到最后生产阶段产出最终消费品。价格传导过程一般都分为上游、中游和下游三个阶段，分别对应初级原材料价格、工业品出厂价格和居民消费价格，同时考虑分析过程的可实现性，本文将厂商生产阶段划为对应的三个阶段。图1给出国际垂直生产结构的说明。
图1 国际垂直生产结构
本文在经验分析时需要的数据分别是第N-1生产阶段的中国和进口产出品价格，根据图1，分别采用中国和外国的生产者价格指数衡量。
对于外国的生产者价格指数，从贸易角度看，可以通过主要贸易伙伴定基的生产者价格指数的加权值计算得到。根据数据的可得性，本文选择美国、欧盟、日本、澳大利亚、韩国以及中国台湾地区的定基生产者价格指数加权值作为进口中间品价格，③其权重系数采用动态的进口权重，计算方法为：
。生产者价格指数均来自EIU Country Data数据库，由于公布的定基指数以2005年第一季度为基期，本文将其转化为以2000年第一季度为基期的指数。
通胀率一般采用GDP平减指数衡量，由于中国没有公布季度GDP平减指数，国内学者一般采用CPI作为GDP平减指数，这是因为CPI数据与GDP平减指数在商品篮子上具有很多共同部分，是GDP平减指数较好的衡量指标(郭庆旺等，2007；耿强等，2009)。本文将定基CPI进行对数线性化处理后再进行季节差分，得到的季度环比通胀率作为通胀率的衡量指标。定基CPI也采用EIU Country Data数据库公布的数据，并转化为以2000年第一季度为基期的指数。④
实际工资采用城镇单位就业人员平均工资除以定基CPI得到。由于工资具有较强的季节性，先对实际工资进行季节性调整，然后对其对数线性化。供给冲击采用国际货币基金组织(IMF)公布的能源价格指数衡量，由于该数据是以2005年1月份为基期的月度定基指数，将其转化为以2000年1月份为定基的月度指数后，季度指数由月度指数均值计算得到，然后进行对数线性化处理。
工具变量中，产出缺口采用实际季度GDP计算，实际季度GDP由名义季度GDP除以定基CPI得到。由于GDP存在明显的季节性因素，将实际GDP先进行季节性调整，然后对其对数线性化。世界通胀率采用IMF公布的全球物价总指数来表示，数据处理方法与能源价格相同。短期利率采用国内七天同业拆借利率的月度加权值，将季度内的月度数据平均后得到季度利率水平，然后将其对数线性化。城镇单位就业人员平均工资来自《中国经济景气月报》，GDP和同业拆借利率的数据均来自中经信息网统计数据库。
五 检验结果与分析
(一)主要变量直观图
为了直观，在对模型进行估计和检验之前，先通过图表对模型中的主要变量进行描述。图2描述了样本期内经季节性调整后的季度环比通胀率，可以看出在样本期间内，2003-2004年和2007-2010年两个阶段中国物价水平出现较大波动。图3描述了样本期内经季节性调整后的国内和进口实际中间品价格的缺口值，可见两者在样本期内的波动趋势基本相同，但国内价格波动幅度稍大。
图2 中国季度环比通胀率
图3 国内和进口实际中间品价格制品值(经季节性调整)
(二)基准混合模型的估计与检验
根据上文对模型估计的设定，本文先对基准混合模型进行估计(结果见表1)，并进行相关检验。在GMM估计之前需要检验变量的平稳性。为增强检验结果的稳健性，本文先采用ADF检验和PP检验两种方法对变量进行单位根检验，检验结果表明模型中的变量都是平稳的。⑤
首先分析参数估计值。参数ω表示国内采取后顾式定价策略的厂商比重，其估计值基本都在0.23左右，并且其统计量都在1%的水平下显著。该结果表明中国厂商定价策略既有前瞻性，也有后顾性，但是采取前瞻式定价策略的厂商所占比例明显高于后顾式定价厂商，处于主导地位。
参数θ反映了价格刚性程度，其估计值在0.6左右，并且均在1%水平下显著。这表明在基准的混合模型的估计下，中国厂商保持价格不变的概率θ高于改变价格的概率，但价格刚性程度不高，价格调整的平均时间(1/(1-θ))大约为2到3个季度，调整速度较快。比较不同外生参数下的估计结果发现，随着投入品产出弹性系数α的增加，价格刚性程度上升，这源自工资在实际边际成本中的比重下降，表明中间投入品价格波动频率要低于工资水平，工资的价格粘性程度低于中间品价格。随着经济开放程度k值的增加，价格刚性程度下降，这源自进口中间品的比重上升，该结论表明进口中间品使得中国价格调整速度加快，其价格刚性程度低于国内中间品。
从各变量的系数来看，通胀预期
系数在0.15到0.18之间，且都至少在5%的水平下显著，通胀惯性
系数
基本都在0.33左右，且都至少在1%的水平下显著。这说明在基准的混合模型中，通胀预期和通胀惯性对当期的通胀水平具有显著效应。实际边际成本
系数的估计值在0.34到0.46之间，而且各个估计结果都至少在1%水平下显著，这表明中间品价格和工资水平对通胀影响效应是显著的，进口和国内中间品价格对最终消费物价水平都存在显著的价格传导效应。同时，随着投入品产出弹性系数α的增加，其系数变小，这源自工资权重系数的下降，表明中间品价格对通胀水平的影响效应比工资要小。此外，其系数随着开放程度参数k值的上升而上升，这说明开放程度的上升提高了实际边际成本的影响效应。近年来，针对通胀问题，部分学者认为输入型通胀是一个重要原因，上述结果在一定程度上支持了这一结论。能源价格冲击
系数都在0.03左右，而且都至少在1%水平下显著，这表明能源价格冲击对中国通胀具有明显的正效应。
对模型的检验中，根据Cumby和Huizinga(1992)的方法对序列相关性检验。一方面考虑到在后文扩展的混合模型中，通胀的最高滞后期为4阶，另一方面参照Zhang等(2008)在对残差自相关检验中备择假设为存在4阶自相关，因此本文在检验过程中，原假设为不存在自相关，备择假设为存在4阶自相关。检验结果表明，基准的混合模型无法避免序列相关性问题。基准的混合模型不足以解释中国的通胀问题，为此下文将对扩展的混合模型进行估计和检验。
(三)扩展混合模型的估计与检验
采用同样的方法估计扩展的混合模型，并进行相关检验，表2给出了不同外生参数下的估计结果以及相关检验值。
根据上文对残差序列相关性检验的设定对残差进行检验，其结果都接受原假设，表明扩展的混合模型估计能够避免序列相关性，在基准混合模型基础上加入更长的通胀滞后期能够有效地解决这一问题。从Hansen的J统计量对应的P值来看，模型中所选择的工具变量是有效的，不存在模型误设问题。比较基准模型和扩展模型，后者不仅能够有效地解决序列相关性问题，而且从调整后的
来看，扩展模型的拟合优度更高，这进一步表明扩展模型更适用于描述通胀动态过程。此外，对通胀滞后期系数的显著性进行联合检验发现，滞后2到4期的联合统计量在1%显著性水平下拒绝了原假设，这表明通胀更长的滞后期有助于解释通胀动态，在基准模型的基础上加入更长的滞后期是有必要的。
接下来分析模型的估计结果。参数ω的估计值基本都在0.28左右，比基准模型的估计值稍大，且同样都至少在1%的水平下显著。这表明采取前瞻式定价策略的厂商明显高于后顾式定价策略的厂商，与基准模型的估计结果基本一致。反映价格刚性程度的参数θ估计值在0.64左右，且都至少在1%水平下显著，该估计值也稍高于基准模型的结果。在扩展的模型下，中国价格刚性程度依然较低，价格调整的平均时间大约为3个季度，调整速度较快。比较不同外生参数下的估计结果，其结论与基准的混合模型是一致的，进一步表明工资的价格粘性程度低于中间品价格，进口中间品价格刚性程度低于国内中间品。
两种参数估计值在基准模型和扩展模型下并没有显著的改变，但是值得注意的是通胀预期系数在扩展的模型中有显著提高。在扩展模型中，通胀预期系数提高到0.4左右，且统计量显著性也明显上升，都至少在1%水平下显著。相比而言，通胀惯性系数估计值都在0.33左右，基本没有改变。这进一步表明通胀预期和通胀惯性对当期的通胀水平具有显著效应，但是通胀预期对当前通胀水平的影响系数更大，通胀预期对当期通胀水平的影响相对处于主导地位。国内多数相关研究的结果都表明通胀预期系数高于通胀惯性系数(曾立飞等，2006；耿强等，2009；杨小军，2011)，与扩展模型中的估计结果一致。这进一步说明采用扩展模型估计能够提高模型估计结果的稳健性。
在扩展模型中，实际边际成本系数的估计值在0.18到0.22之间，该系数的波动幅度明显降低，但系数估计值比基准模型有所下降，主要是因为通胀预期系数的上升降低了实际边际成本的影响。系数统计量都至少在1%水平下显著，进一步表明中间品价格和工资水平对通胀具有显著的影响，中间品价格存在显著的价格传导效应。比较在不同外生参数值下的估计结果，其结论与基准模型基本一致，验证了在基准模型中的相关结论。随着经济开放程度的提高，实际边际成本的影响效应有所提升，这也表明基于菲利普斯曲线分析中国的通胀动态时，有必要在开放经济框架下进行。
能源价格冲击的系数大约为0.2，在不同外生参数下的估计值基本保持不变，且都至少在1%水平下显著，与基准模型的估计结果基本相同。这说明能源价格冲击对通胀影响是显著的，但其效应弱于通胀惯性、通胀预期以及实际边际成本。能源价格冲击之所以对通胀具有解释能力，主要原因来自三个方面：一是能源为工业基础必需品，中国作为一个工业大国，对能源需求量大，每年要通过大量进口以满足国内需求，因此能源价格波动必然影响到国内通胀水平。二是近年来国际市场上能源价格出现剧烈波动，特别是在2007年美国次贷危机前后，石油等基础性能源价格波动剧烈，对中国经济造成较大冲击。三是近年来，中国对能源等基础性初级产品价格进行初步性的市场化改革。自2002年起，逐步实施煤炭价格市场化，2006年起实施电煤价格市场化；对于石油市场，1998年以来逐步实施原油和成品油价格与国际市场的接轨，虽然成品油市场并没有与国际市场完全联系起来，但国内原油市场与国际原油市场紧密联系在一起。能源价格对通胀的影响效应小于其他三个因素，部分原因是，能源价格市场化改革尚在初期，国家保留了对能源价格一定的干预权，当能源价格剧烈波动时，国家通过价格干预在一定程度上控制了外部价格波动对国内的冲击。
(四)稳健性分析
GMM估计结果依赖于工具变量的选择。为了增强估计结果的可信性，在上文给出的基准工具变量的基础上，下文将采用不同的工具变量对扩展模型进行估计。除了短期利率外，中长期利率也可以通过利率传导机制对产出和通胀产生影响。由于利率对宏观经济的影响时滞较长，本文选择三个月国库券利率衡量中长期利率。采用新的工具变量组IV1，将三个月国库券利率替换基准工具变量中的短期利率。考虑到遗漏工具变量可能对结果造成影响，第二组工具变量IV2在基准工具变量的基础上加入三个月国库券利率。三个月国库券利率数据来源于中经信息网统计数据库，数据处理方法与短期利率相同。此外，考虑到过多的工具变量影响到模型的自由度，在基准工具变量基础上去除部分变量，分别采用以下两组工具变量：IV3包含滞后1到4期的通胀率、实际边际成本、能源价格、产出缺口和世界通胀率；IV4将IV3中的世界通胀率变为三个月国库券利率。
为了节省篇幅，表3只报告了外生参数k=0.165时扩展的混合模型在四种工具变量下的估计结果。比较表3和表2，两表中各个参数和系数估计值的统计量都是显著的，虽然在四种新的工具变量下参数和系数的估计值有所不同，但是其基本结论都是一致的。通胀预期系数高于通胀惯性系数，进一步验证通胀预期对当期通胀水平的影响处于主导地位。此外，在不同工具变量下，序列相关性的检验结果表明扩展模型不存在残差自相关。
六 结论
本文在已有研究基础上建立了基于国际生产结构下的开放NKPC混合模型，该模型不仅考虑了开放经济下进口中间品价格影响国内通胀的传导效应，还将供给冲击纳入到模型中。为解决GMM估计模型时可能产生残差序列相关性问题，在已有研究基础上建立了一个扩展的开放NKPC混合模型。运用中国的数据采用GMM方法进行估计，得到如下主要结论建议：
第一，估计基准的混合模型时无法避免序列相关性问题，而采用扩展的混合模型进行估计，使随机扰动项有效地避免了序列相关性问题，保证了估计结果的稳健性。这一结论表明采用扩展的混合模型能够更好的解释中国通货膨胀动态机制。
第二，国内和进口中间品价格对消费者物价水平都存在显著的价格传导效应，因此在分析中国通胀因素时，有必要考虑进口中间品价格的波动。此外，实际边际成本的影响效应随着经济开放程度的提高而增强，验证了存在输入型通货膨胀这一结论，同时也说明有必要在开放经济框架下分析中国的通胀问题。
第三，能源价格冲击对通胀具有显著的影响，进一步表明输入型通胀的存在。对于能源等基础性原材料，虽然实现价格市场化是趋势，但在类似2008年国际原油价格的剧烈波动的特殊时期需要相关部门采取必要的措施阻隔其对国内经济的冲击。市场化与特殊时期的政府管制相结合，是中国能源领域的改革方向所在。
第四，在开放经济下通胀预期和通胀惯性对通胀都存在显著的正效应。根据扩展的混合模型估计结果，与通胀惯性相比，通胀预期对通胀的影响处于主导地位，这说明稳定经济主体对未来通胀的预期是稳定通胀水平的关键。政策的执行应该重视政策对经济主体的通胀预期的影响，采用具有前瞻性的财政和货币政策，正确引导公众的通胀预期。
第五，国内厂商定价过程中重新定价的概率接近0.4。厂商重新定价源自对经济状况变化的反应，说明要保证经济的平稳发展，治理通胀的政策应该具备连贯性，防止物价水平剧烈波动的滞后效应。次贷危机后，中国实施了宽松的财政和货币政策，这些政策的实施也是当前通胀上升的重要原因之一，因此政策的连贯性要求政策波动不宜过大，即使在特殊时期也应该保证政策不发生重大转变，充分发挥市场经济的自我调整能力。对于重新定价的厂商，其定价策略既采用前瞻式，也采用后顾式，但是采取前瞻式定价策略的厂商数量更多，进一步表明政策的实施要具备前瞻性。
作者感谢匿名审稿人提出的宝贵意见，文责自负。
注释：
①在2008年2月份中国CPI高达8.7，但在短短的一年之后CPI就下降到负2.3，经过长达10个月的通货紧缩之后CPI才由负转正。到2010年11月份,CPI再次回升至5.1，这一高通胀局面一直持续到2011年底才有所缓解。
②为方便起见，本文用小写字母表示把变量对数线性化后的结果，表示偏离平衡增长路径的百分比。
③每年中国与其他经济体的贸易数量及比例会有变化，但部分发达经济体以及中国部分周边经济体一直都是中国最重要的贸易伙伴。据海关统计，2010年中国进口数量最多的经济体是日本、欧盟、东盟、韩国、中国台湾、美国和澳大利亚。由于无法获得东盟的生产者价格指数，本文采用其他5个主要进口经济体以及中国台湾的数据计算加权值。
④EIU Country Data数据库根据国家统计局公布的数据计算了定基PPI和CPI。
⑤限于篇幅，单位根检验结果没有给出，有兴趣的读者可以向作者索取。
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