我國通貨膨脹慣性及其貨幣政策啟示

丁洪福 郭萬山

摘要：通貨膨脹慣性內生于通貨膨脹動態演進系統中，并會制約外生貨幣政策沖擊對通貨膨脹的影響，進而導致實現貨幣政策目標的成本增大。純前瞻性的新凱恩斯菲利普斯曲線不包含內在的通貨膨脹慣性，無法用來描述和解釋通貨膨脹慣性問題。構建包含通貨膨脹粘性假設的后顧性菲利普斯曲線模型，并采用1996—2013年的季度數據來描述我國通貨膨脹的慣性動態特征，結果表明：我國通貨膨脹具有較強的慣性，利率和貨幣供應量對通貨膨脹的影響顯著。較高的通貨膨脹慣性意味著刺激經濟的貨幣政策會導致較高的反通貨膨脹成本，中央銀行應該賦予控制通貨膨脹目標更高的權重，并將市場型貨幣政策工具作為抑制通貨膨脹的主要手段。

關鍵詞：通貨膨脹慣性；貨幣政策；通貨膨脹粘性；通貨膨脹預期；混合新凱恩斯菲利普斯曲線；反通貨膨脹成本；貨幣供應量；利率市場化

中圖分類號：F820.5；F224.4 文獻標志碼：A文章編號：16748131（2015）06005507

一、引言

通貨膨脹慣性和持續性通貨膨脹慣性（Ination inertia）是指通貨膨脹對某些經濟沖擊所做出的緩慢的適應性反應（Lendvai，2004）；通貨膨脹持續性（inflation persistence）是指通貨膨脹在遭受隨機擾動因素沖擊后偏離其均衡狀態所持續的時間長度（Fuhrer，1995）。 是反映通貨膨脹動態特征的重要性標志，在通貨膨脹動態演進系統中具有內生性。由于外生貨幣政策沖擊對通貨膨脹的影響受到通貨膨脹慣性和持續性的制約，往往會導致實現貨幣政策目標的成本增大。在貨幣政策分析中，基于前瞻性預期的描述通貨膨脹動態的新菲利普斯曲線具有重要的理論意義。新凱恩斯菲利普斯曲線是建立在交錯價格調整模型基礎上的價格粘性模型（Calvo，1983），是一種純的前瞻性預期模型。在該模型中，當前通貨膨脹受未來通貨膨脹預期影響，但與過去通貨膨脹是無關的，模型中不包含內在的通貨膨脹慣性。這種純前瞻性模型所描述的通貨膨脹動態對沖擊的反應是完全靈活的，這與通常觀測到的通貨膨脹對經濟狀況意外改變進行緩慢調整的情況是不符的。在菲利普斯曲線中，前瞻性行為與后顧性行為所起的作用是不同的。同時，經驗研究所得出的結論也存在著很大差異。Gali和Gertler等（1999，2005）研究發現，未來通貨膨脹預期起著主要作用；而Fuhrer和Moore（1995）以及Rudd和Whelan（2005）的研究卻認為，后顧性因素更重要。盡管存在著經驗研究方面的分歧，但至少有一點可以確認：基于Calvo（1983）的菲利普斯曲線，除了不能解釋反通貨膨脹的成本外，在看似合理的價格粘性假定下，也不能復制客觀存在的通貨膨脹動態，無法反映現實觀察到的通貨膨脹序列的持續性。

由于新凱恩斯菲利普斯曲線不包含通貨膨脹內在慣性，不能解釋反通貨膨脹成本，因此，該模型不能直接用來討論通貨膨脹的慣性和持續性問題，也無法用來討論反通貨膨脹成本問題。為了說明通貨膨脹慣性，Gali和Gertler（1999）引入了企業基于后顧性經驗調整價格的通貨膨脹粘性假設，使得模型不僅包含了通貨膨脹慣性，也可以用來解釋反通貨膨脹成本問題。近年來，越來越多的文獻將這種通貨膨脹粘性設定融入隨機動態一般均衡模型之中。為了探討我國通貨膨脹慣性對通貨膨脹動態的影響，本文建立包含通貨膨脹粘性假設的后顧性菲利普斯曲線模型，并采用1996年第1季度至2013年第4季度的數據來檢驗我國通貨膨脹慣性是否顯著，進而分析我國通貨膨脹慣性的貨幣政策意義。

丁洪福，郭萬山：我國通貨膨脹慣性及其貨幣政策啟示

二、理論模型的構建

自從新凱恩斯菲利普斯曲線（NKPC）提出以后，已經廣泛應用于貨幣政策分析領域，成為分析通貨膨脹動態的主要工具。Calvo（1983）首先在交錯價格調整模型的基礎上，構建了用以描述通貨膨脹動態的新凱恩斯菲利普斯曲線。雖然新凱恩斯菲利普斯曲線具有良好的微觀基礎，但該模型是純前瞻性的，并不包含后顧性成份，因此無法解釋反通貨膨脹成本問題。同時經驗研究表明，由于通貨膨脹存在較強的慣性，完全前瞻性的模型擬合數據效果較差。為了將滯后通貨膨脹引入通貨膨脹模型，大量文獻在Calvo模型的基礎上引入了通貨膨脹粘性假設，使得隨機動態一般均衡模型中包含了后顧性成份，這種模型通常稱為混合新凱恩斯菲利普斯曲線（HNKPC）。

Gali和Gertler（1999）假定一部分企業遵循拇指規則（rule of thumb）設定價格，另一部分企業遵循前瞻性預期法則設定價格，將通貨膨脹粘性假設引入模型，構建了混合新凱恩斯菲利普斯曲線。另外，實際邊際成本與產出缺口的關系，可以由公式mct=σ+ω1+ωθyt來表示其中，mc代表實際邊際成本，y代表產出缺口， σ代表跨期替代彈性的倒數，θ為需求價格彈性，ω為勞動力彈性（Woodford，2003）。 。混合新凱恩斯菲利普斯曲線可以表示為：

πt=αyt+θπt-1+（1-θ）Etπt+1+εt（1）

其中，πt代表通貨膨脹，yt代表實際邊際成本，πt-1代表滯后通貨膨脹，Etπt+1代表通貨膨脹預期。α、θ代表模型參數，通常大于0；θ代表通貨膨脹慣性，θ越大代表通貨膨脹慣性越大；εt代表隨機沖擊，假定是獨立同分布的。

混合新凱恩斯菲利普斯曲線通常需要使用廣義矩（GMM）進行估計。但Xiao等（2008）指出，廣義矩估計方法對于工具變量的選擇過于敏感，這在一定程度上會影響模型的穩健性。為了避免工具變量選擇對估計結果的影響，本文在Svensson（1999）的后顧型模型基礎上引入通貨膨脹粘性假設，用以描述通貨膨脹動態。

πt+1=αππt+αyyt+εt+1（2）

yt+1=yyt+βxxt-βr（it-πt+1|t）+ηt+1（3）

xt+1=γxt+θt+1（4）

其中，πt表示通貨膨脹率，yt表示產出缺口，xt表示外生變量，it代表貨幣政策工具（利率），πt+1t表示第t期對第t+1期通貨膨脹的預期，εt，ηt，θt 代表第t期獨立同分布的沖擊，系數απ，αy，y，βr均假定為正數，γ滿足0≤γ≤1。

方程（2）為代表總供給的加速菲利普斯曲線，方程（3）為代表總需求的IS曲線；貨幣政策工具it為短期利率，且從一期到下一期保持不變；it-πt+1t為真實利率，平均真實利率E（it-πt+1t）被標準化為零；平均產出缺口E（yt）假定為零。

對方程（2）兩側取數學期望可以得到通貨膨脹預期πt+1t的表達式

πt+1|t=αππt+αyyt（5）

將方程（5）帶入方程（3），得到簡化的總需求方程：

yt+1=βyyt+βxxt-βr（it-πt）+ηt+1（6）

由于產出缺口準確估計比較困難，本文使用增長率缺口（實際GDP增長率與目標增長率之差）來代替產出缺口。考慮到貨幣供應量對通貨膨脹的影響，本文將貨幣供應量作為外生變量引入。另外，為反映2008年金融危機帶來的宏觀經濟環境變化，模型中引入一個虛擬變量作為外生影響變量。修正之后的模型可以表示為：

πt+1=αππt+αyGDPGAPt+εt+1（7）

GDPGAPt+1=βyGDPGAPt+βxM2t-

βr（it-πt）+βDDUMt+ηt+1（8）

其中，πt為通貨膨脹率，GDPGAPt為產出增長率缺口，M2 t 為廣義貨幣供應量，it為中國銀行間同業拆借利率，DUMt表示虛擬變量（2008年1季度之前取值為0，之后取值為1），εt，ηt代表第t期獨立同分布的沖擊，系數αy，απ，βy，βx，βr均假定為正數。

三、數據來源及分析

本文使用我國的季度數據對上述理論模型進行估計，涉及的主要變量有通貨膨脹率、市場基準利率、實際產出增長率、目標產出增長率以及貨幣供應量。樣本時間區間為1996年第1季度至2013年第4季度，樣本容量為72。通貨膨脹率、實際產出增長率、廣義貨幣供應量增長率（M2）數據來自于中國國家統計局網站，目標產出增長率數據來自于歷年政府工作報告，銀行間同業拆借利率數據來自于中經網統計數據庫。

1.通貨膨脹率（πt）

本文使用同比居民消費價格指數衡量通貨膨脹率。由于同比CPI是月度數據，通過季度內居民消費價格指數進行簡單平均即可得到季度居民消費價格指數，進而通過季度居民消費價格指數的同比增長率來度量通貨膨脹率（如圖1所示）。通過圖1可以發現，我國CPI同比增長率從1996年開始呈現大幅度的下降，1999年2季度通貨膨脹率回落到周期的波谷，谷值為-2.2%，是改革開放以來通貨膨脹率的最小值；隨后通貨膨脹率又經歷4次較大的波動，波峰分別出現在2001年1季度、2004年3季度、2008年1季度以及2011年3季度。

圖11996—2013年我國的通貨膨脹率（πt）

2.市場基準利率（it）

由于我國存貸款利率暫時還沒有完全市場化，采用銀行間同業拆借利率進行替代較合適（謝平 等，2002）。我國銀行間同業拆借利率市場起步于1984年，1996年同業拆借利率上限管理被取消，全國統一的同業拆借市場正式運行。因此，選擇七天同業拆借利率，通過交易量進行加權平均可以得到季度同業拆借利率（如圖2所示）。通過圖2可以發現，我國銀行間同業拆借利率從1996年開始呈現持續的下降，2000以后逐漸趨于平穩，雖然有所波動，但是波動幅度不是很大。

圖21996—2013年我國的同業拆借利率（it）

3.產出增長率缺口（GDPGAPt）

本文使用實際GDP增長率與目標GDP增長率之差衡量產出增長率缺口。GDP增長率采用季度同比增長率（如圖3所示）。我國GDP增長率自1998年1季度探入谷底之后，持續上升，到2007年1季度達到波峰，峰值為14.5%；在2010年1季度又出現一次波峰，峰值達到12.1%，隨后逐漸趨于平穩。對于目標GDP增長率，參照每年政府工作報告給定的目標GDP增長率；2000—2003年報告中沒有提到預期經濟增長目標，此時正值亞洲金融危機，因此，認為將產出增長率目標設定為7%比較適中。由于報告給出的是年度增長率，考慮各季度同比增長率相差不大，因此本文取年度產出增長率為年內各季度同比增長率（如表1所示）。

4.貨幣供應量（M2）增長率

我國的貨幣供應量劃分為M0、M1和M2三個層次，本文采用廣義貨幣供應量（M2）的同比增長率。由于M2同比增長率為月度數據，通過對月度數據進行簡單平均可以得到季度M2同比增長率數據（如圖4所示）。我國廣義貨幣供應量（M2）同比增長率自1996年開始持續下降，到2000年4季度達到波谷，谷值為12.3%。隨后又出現兩次波峰，分別在2003年2季度和2009年3季度。

四、實證分析

1.單位根檢驗

為了避免偽回歸問題，構建模型之前需要對變量進行單位根檢驗。本文運用Eviews6.0軟件中的ADF檢驗方法，對所涉及的主要變量進行單位根檢驗，具體檢驗結果如表2所示。

從表2結果可以看到，除了產出增長率缺口序列在10%顯著性水平拒絕單位根假設，其他變量在5%顯著性水平拒絕單位根假設，表明變量都是平穩的。

變量ADF檢驗檢驗類型（c，t，k）臨界值（5%）Prob.

通貨膨脹率（πt）-6.177 300（c，t，3）-3.478 3050.021 0

同業拆借利率（it）-2.902 593（c，0，0）-3.926 1630.003 1

產出增長率缺口（GDPGAPt）-1.945 456（0，0，0）-1.593 9530.093 9

貨幣供應量（M2）-2.903 566（c，0，1）-3.526 1890.010 0

2.總供給曲線估計結果

使用普通最小二乘法（OLS）對總供給模型進行估計，估計結果如下：

πt+1=0.708 7πt+0.261 7GDPGAPt

兩個t統計量均顯著，表明本期通貨膨脹顯著地受上一期通貨膨脹和產出缺口的影響。擬合優度R2=0.895 3，模型的解釋能力接近90%，說明該模型較好地擬合了通貨膨脹動態。DW=2.057 2，表明模型不存在自相關問題。兩個參數估計值均為正，也符合經濟理論假設。

為了進一步檢驗總供給曲線的穩定性，我們對模型的殘差序列進行平穩性檢驗，檢驗結果如表3。檢驗結果表明，殘差序列是平穩的，也就是說，前面估計的總供給模型是穩定的模型。

表3總供給曲線的殘差ADF檢驗

變量ADF檢驗檢驗類型

（c，t，k）臨界值（5%）Prob.

殘差項-6.177 300（c，t，3）-3.478 3050.000 0

通貨膨脹慣性απ=0.708 7，說明通貨膨脹動態系統存在較強的內在慣性，前一期通貨膨脹會有大約71%延續到下一期。通貨膨脹動態系統的慣性特征表明，當通貨膨脹處于較高水平時，通貨膨脹在短期內仍會保持在較高狀態。較高的通貨膨脹慣性意味著，在央行使用貨幣政策刺激經濟時，應充分考慮到通貨膨脹動態的慣性：隨著經濟活躍度的提高，通貨膨脹也會隨之上升，當通貨膨脹達到預警水平時，并不會自動停止上升，而是會憑借慣性繼續上升；為了防止過度通貨膨脹，央行又不得不采取反通貨膨脹措施，經濟也因此會由熱轉冷，其結果必然會加劇經濟的波動。

3.總需求曲線估計結果

總需求曲線的普通最小二乘估計為：

GDPGAPt+1=0.465 9GDPGAPt+0.097 9M2t-0.182 5（it-πt）-1.385 6DUMt

產出增長率缺口的系數估計值為0.47，說明經濟增長存在較強的慣性，這與我國經濟規模大密切相關。真實利率的反應系數為-0.18，廣義貨幣供應量增長率系數僅為0.098，表明貨幣供應量對于實際產出的影響較弱。進一步的殘差的平穩性檢驗表明，總需求曲線也是平穩的（表4）。

表4總需求曲線的殘差ADF檢驗

變量ADF檢驗檢驗類型（c，t，k）臨界值（5%）Prob.

殘差項-9.088 509（0，0，0）-1.945 5250.000 0

4.貨幣政策對通貨膨脹動態的影響

為了檢驗貨幣政策對通貨膨脹動態的影響，我們將式（8）帶入式（7），經過整理可以得到：

πt+1=α1πt+α2GDPGAPt-1-α3（it-1-πt-1）+

α4M2t-1+α5DUMt-1+υt+1（9）

使用普通最小二乘法進行估計，估計結果為：

πt+1=0.477 0πt+0.119 9GDPGAPt-1-0.237 3

（it-1-πt-1）+0.094 9M2t-1-1.162 9DUMt-1

除產出增長率缺口和虛擬變量系數不太顯著外，其余系數均為統計顯著的。模型的擬合優度R2=0.898 7表明模型擬合效果較好。

與總供給曲線的估計結果相比，通貨膨脹慣性似乎變小了，這是因為通貨膨脹慣性被利率以及貨幣供應量本身的慣性所取代。在該模型中，我們引入了兩個貨幣政策工具：一個是利率，另一個是貨幣供應量。在現實經濟中，這兩個貨幣政策工具的確在同時發生作用。利率的系數為負，表明提高利率可以降低通貨膨脹率；貨幣供應量系數為正，說明增加貨幣供給會加劇通貨膨脹；這與通常的經濟理論是一致的。

利率工具在發生作用時，需要先抵消由于貨幣供應量增長造成的影響。通過圖5可以發現，利率變動相對而言比較平穩，貨幣供應量與通貨膨脹波動呈現出一致性。一方面說明，我國的通貨膨脹與貨幣供應量密切相關，通貨膨脹總是表現為一種貨幣現象，通貨膨脹與貨幣的過度發行正相關；另一方面說明，由于我國利率市場化程度不高，利率工具對于通貨膨脹動態的影響有限。

圖5同業拆借利率（it）、廣義貨幣供應量增長率（M2t）以及通貨膨脹率（πt）的變化/%

五、結論與建議

在通貨膨脹動態演進系統中，通貨膨脹慣性具有內生性，外生貨幣政策沖擊對通貨膨脹的影響必然會受到通貨膨脹慣性和持續性的制約。純前瞻性新凱恩斯菲利普斯曲線不包含內在的通貨膨脹慣性，當其前通貨膨脹僅受未來通貨膨脹預期的影響，而與過去通貨膨脹是無關的，因而無法用來解釋通貨膨脹慣性問題。本文構建了一個包含通貨膨脹粘性假設的后顧性菲利普斯曲線模型，用來描述通貨膨脹的慣性動態特征，并使用我國1996—2013年的季度數據進行了實證分析。實證結果表明，我國通貨膨脹呈現較強的慣性，利率和貨幣供應量對我國通貨膨脹的影響比較顯著。較強的通貨膨脹慣性意味著刺激經濟的貨幣政策會導致較高的反通貨膨脹成本。當前，中國經濟發展進入新常態，經濟下滑趨勢明顯。2015年以來，中央銀行多次下調存款準備金率以及存貸款基準利率，貨幣政策趨于寬松。但由于較高通貨膨脹慣性的存在，刺激經濟政策可能會帶來新一輪的通貨膨脹。有鑒于此，本文提出如下的政策建議：

一方面，中央銀行應該賦予控制通貨膨脹目標更高的權重。眾多西方學者已經形成一致的觀點，價格水平穩定是中央銀行最重要的貨幣政策目標。通貨膨脹慣性的下降有助于實現低而穩定的通貨膨脹目標。而且，經驗研究的證據也表明，通貨膨脹水平低而穩定的國家，產出的波動性往往也較小。而改善經濟當事人對未來通貨膨脹的預期，增強貨幣政策的前瞻性，是降低通貨膨脹慣性的根本途徑。中央銀行堅持“價格穩定”的目標，在一定程度相當于對公眾做出了一種承諾，從而能夠穩定通貨膨脹預期，進而能夠降低通貨膨脹慣性，增強貨幣政策的執行效果。

另一方面，應將市場型貨幣政策工具作為抑制通貨膨脹的主要手段。當通貨膨脹慣性較高時，為降低通貨膨脹的波動，中央銀行對貨幣政策工具的選擇和使用必須更加有效和靈活，才能避免高通貨膨脹持續性引發的“通脹恐慌”。我國頻繁使用存款準備金率這種非市場型的貨幣政策，雖然短期可取得一定的效果，但在一定程度也增加了經濟的波動。因此，我國應該借鑒國外的做法，使用利率工具作為抑制通貨膨脹的主要手段。但目前我國利率市場化程度較低，央行利率操作的空間有限。因而，必須積極推進利率市場化改革進程，加快培育更加具有彈性的利率和匯率形成機制，以拓展央行的利率操作空間，增強貨幣政策的調控效果，才能實現經濟的持續健康發展。

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Chinas Inflation Inertia and Its Implication for Monetary Policy

—Empirical Test Based on Backwardlooking Phillips Curve Model

DING Hongfu1，2， GUO Wanshan2

（1. School of Economics and Management， Liaoning Shihua University， Liaoning Fushun 113001， China；

2. School of Economics， Liaoning University， Liaoning Shenyang 110036， China）

Abstract： Inflation inertia is endogenously produced in inflation dynamic evolution system， can restrict the influence of exogenous monetary policy shock on the inflation and further increases the cost to realize monetary policy objective. The pure forwardlooking Phillips Curve does not include intrinsic inflation inertia and can not be used to describe and explain inflation inertia. This paper is based on a backwardlooking Phillips curve model including sticky inflation assumptions to describe the dynamic feature of inflation inertia in China during 19962013. The results show that the inflation in China has strong inertia and that the impact of interest rates and money supply amount on inflation in China is significant. Higher inflation inertia means that the monetary policy to stimulate the economy will lead to higher disinflation costs， and Central Bank should give higher weight to inflation goal and take marketoriented monetary policy tool as the main method to inhibit the inflation.

Key words： inflation inertia； monetary policy； inflation stickiness； inflation forecast； mixed new KeynesianPhillips Curve； disinflation cost； monetary supply amount； marketoriented interest rates

CLC number：F820.5；F224.4Document code：A Article ID：16748131（2015）06005507

（編輯：夏冬；段文娟）