段軍山，郭紅兵

(廣東商學(xué)院金融學(xué)院廣州510320)

一、引 言

上世紀(jì)80年代末，加拿大中央銀行率先提出貨幣狀況指數(shù)(monetary condition index，MCI)這個(gè)概念，其基本內(nèi)涵就是綜合考量國(guó)內(nèi)利率和匯率水平的相對(duì)變化，用加權(quán)平均數(shù)來表示。除了加拿大中央銀行與新西蘭儲(chǔ)備銀行首先使用貨幣狀況指數(shù)作為貨幣政策操作目標(biāo)外，包括挪威和瑞典的中央銀行則把貨幣狀況指數(shù)作為貨幣政策的指示器。此外，如 IMF及 OECD等國(guó)際組織、商業(yè)銀行(如Deutsche Bank等)、非銀行金融機(jī)構(gòu)(如 Goldman Sachs，J.P.Morgan，Merrill Lynch 等)也發(fā)布了各自計(jì)算的貨幣狀況指數(shù)，并作為一個(gè)參考指標(biāo)用來判斷相關(guān)國(guó)家的總體貨幣狀況。

宏觀決策實(shí)踐方面的發(fā)展促進(jìn)了有關(guān)理論研究的興起。自加拿大中央銀行提出MCI概念以來，F(xiàn)reedman首先對(duì)MCI進(jìn)行了詳盡而又獨(dú)特的研究，他指出，在小型開放的經(jīng)濟(jì)中，將MCI作為貨幣政策的操作目標(biāo)要優(yōu)于單獨(dú)以利率或匯率作為操作目標(biāo)［1－2］。其他一些重要的國(guó)別研究見表1。

再看國(guó)內(nèi)，MCI已受到越來越多的關(guān)注。陳雨露和邊衛(wèi)紅在國(guó)內(nèi)最早對(duì)貨幣狀況指數(shù)進(jìn)行了系統(tǒng)介紹，認(rèn)為我國(guó)央行應(yīng)適時(shí)將貨幣狀況指數(shù)作為參考指標(biāo)［3］。其他一些主要研究見表2。

比較以上國(guó)內(nèi)外的研究文獻(xiàn)，我們可以得出幾個(gè)結(jié)論:(1)國(guó)內(nèi)外學(xué)者大都給了MCI積極正面的評(píng)價(jià)，認(rèn)為:貨幣狀況指數(shù)應(yīng)成為制定貨幣政策時(shí)的重要參考指標(biāo);貨幣狀況指數(shù)變化是貨幣環(huán)境“松緊”的一個(gè)良好指示器;貨幣狀況指數(shù)可以作為貨幣政策操作的信息指示器?？梢娂訌?qiáng)對(duì)MCI的研究對(duì)于貨幣政策的制定和執(zhí)行具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義;(2)各國(guó)的MCI之間以及來自不同學(xué)者的同一國(guó)家的MCI之間很少相同或相近，甚至差別很大;(3)估計(jì)MCI權(quán)重的方法主要是單方程方法和VAR方法。關(guān)于結(jié)論(2)可以簡(jiǎn)單地認(rèn)為MCI的國(guó)別差異是由于各國(guó)國(guó)情不同以及制定和執(zhí)行貨幣政策的實(shí)踐方式不同。同一國(guó)家比如我國(guó)MCI之間差異的原因則可能有以下幾個(gè)［4］:①M(fèi)CI構(gòu)成要素的不同，體現(xiàn)在要素的數(shù)量不同和要素變量的具體選擇不同;②樣本范圍不同和數(shù)據(jù)處理方式的不同;③估計(jì)MCI要素權(quán)重的模型方法不同。這三個(gè)原因其實(shí)可用一個(gè)術(shù)語表示:模型依賴性①模型依賴性被認(rèn)為是MCI的一個(gè)缺陷(Batini and Turnbull，2002)，是指MCI不能直接通過觀察得到，一般要從經(jīng)濟(jì)模型中實(shí)證推導(dǎo)出來，依賴于特定的模型，因此MCI通常依賴于估計(jì)它們的假設(shè)(包括參數(shù)穩(wěn)定性、協(xié)整性、動(dòng)態(tài)性、外生性、估計(jì)的不確定性和變量的選擇等等)。。

表1 MCI的一些重要國(guó)別研究概要

表2 國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)中國(guó)MCI的一些主要研究概要

既然MCI的估計(jì)具有模型依賴性，那么什么樣的模型才是最合適的呢?根據(jù)文獻(xiàn)總結(jié)，估計(jì)MCI權(quán)重的模型方法主要有:(1)根據(jù)一國(guó)對(duì)外貿(mào)易額占GDP的份額折算;(2)單方程估計(jì);(3)多方程估計(jì);(4)向量自回歸(VAR)模型法;(5)大規(guī)模的宏觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型［4－6］。盡管每種方法都有其優(yōu)缺點(diǎn)②詳見Batini and Turnbull(2002)、陳建斌和龍翠紅(2006)、徐長(zhǎng)生等(2010)。，但總的來看，文獻(xiàn)中應(yīng)用最多的是向量自回歸(VAR)模型法和單方程估計(jì)方法。VAR模型的缺點(diǎn)是沒有考慮變量之間的同期影響關(guān)系;改變VAR模型中的方程順序可能會(huì)導(dǎo)致脈沖響應(yīng)的很大不同;對(duì)數(shù)據(jù)的要求較高;不能包含啞變量和前瞻性預(yù)期變量等等。單方程估計(jì)方法又可分為兩類，一類是通過估計(jì)總需求方程(IS曲線)得到MCI各要素的權(quán)重(舉例見表1和表2);另一類是通過估計(jì)總供給方程(Phillips曲線)得到MCI各要素的權(quán)重(舉例見表1和表2)。IS曲線和Phillips曲線兩種單方程均有各自的合理性，具體選用時(shí)一般應(yīng)根據(jù)貨幣當(dāng)局的政策目標(biāo)［7－8］。這一方法在現(xiàn)實(shí)中應(yīng)用最廣泛。

為了彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)“前瞻性預(yù)期”因素考慮不足的缺陷，本文將使用一個(gè)包含前瞻性預(yù)期變量的新凱恩斯菲利普斯曲線模型來估計(jì)和構(gòu)建中國(guó)的MCI指數(shù)。這是因?yàn)榭紤]到《中國(guó)人民銀行法》規(guī)定我國(guó)的貨幣政策目標(biāo)是“保持貨幣幣值的穩(wěn)定，并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”，以及我國(guó)貨幣當(dāng)局對(duì)預(yù)防經(jīng)濟(jì)過熱和抑制通貨膨脹的重視，因此在估計(jì)中國(guó)的MCI指數(shù)時(shí)采用以通貨膨脹為因變量的菲利普斯曲線模型在理論上可行在實(shí)踐上也具有重大意義。

本文第二節(jié)，首先對(duì)新凱恩斯菲利普斯曲線的發(fā)展演變做一個(gè)簡(jiǎn)單的回顧并簡(jiǎn)要總結(jié)在中國(guó)背景下新凱恩斯菲利普斯曲線的研究概況;第三節(jié)基于已有的研究設(shè)定一個(gè)新凱恩斯混合菲利普斯曲線模型并估計(jì)和構(gòu)建中國(guó)的MCI指數(shù);第四節(jié)應(yīng)用統(tǒng)計(jì)和計(jì)量方法進(jìn)一步考察本文構(gòu)建的MCI指數(shù)在中國(guó)貨幣政策中的潛在應(yīng)用;最后是結(jié)語。

二、新凱恩斯菲利普斯曲線的發(fā)展演變及其在中國(guó)背景下的研究

傳統(tǒng)菲利普斯曲線①有關(guān)菲利普斯曲線發(fā)展過程的更詳細(xì)描述可參見劉鳳良和張海陽(2004)、王煜(2005)、趙昕東(2008)和王軍(2009)等人的研究。最早由新西蘭經(jīng)濟(jì)學(xué)家Phillips在 1958 年率先提出［9－12］，后來得到了 Samuelson and Solow、Friedman等人的研究改進(jìn)，其一般形式可以歸納如下:

其中，π是通貨膨脹率，y是經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出缺口，ε是隨機(jī)總供給沖擊。

但傳統(tǒng)菲利普斯曲線作為一種后顧性經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ?，缺乏微觀理論基礎(chǔ)，對(duì)動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制和預(yù)期的處理欠缺嚴(yán)整性。此后，有大量學(xué)者試圖改進(jìn)傳統(tǒng)菲利普斯曲線，新凱恩斯菲利普斯曲線模型就是其中的典型，新凱恩斯菲利普斯曲線模型主要考慮價(jià)格粘性，從廠商行為入手，通過求解廠商永久性隨機(jī)動(dòng)態(tài)最優(yōu)化問題，最后得到描述通貨膨脹動(dòng)態(tài)的方程。這個(gè)模型能很好地反映理性預(yù)期對(duì)通貨膨脹的動(dòng)態(tài)影響，也就彌補(bǔ)了傳統(tǒng)菲利普斯曲線在理論上的缺陷。

其中，Taylor，Rotemberg和 Calvo等人提出的純前瞻性的新凱恩斯菲利普斯曲線可作如下表述:

其中Etπt+1為預(yù)期通貨膨脹率②此處的預(yù)期是理性預(yù)期。。y是產(chǎn)出缺口。

后來，F(xiàn)uhrer and Moore等人研究表明，純前瞻性模型無法保證通貨膨脹率的持續(xù)性，因此他們認(rèn)為應(yīng)該同時(shí)采用前瞻性預(yù)期和后顧性預(yù)期的混合菲利普斯曲線:

結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與純前瞻性新凱恩斯菲利普斯曲線相比，混合菲利普斯曲線對(duì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)的擬合度更高，現(xiàn)實(shí)解釋力更強(qiáng)。

因?yàn)閷?shí)際產(chǎn)出缺口很難估計(jì)。經(jīng)濟(jì)學(xué)家Gali and Gertler等人提出了一個(gè)基于單位勞動(dòng)成本的混合菲利普斯模型。創(chuàng)新之處在于他們假定有部分廠商的價(jià)格調(diào)整行為是遵循后向行為的拇指法則，其他的廠商則遵循前向預(yù)期法則，模型的表達(dá)式如下:

其中π為通貨膨脹率，mct是廠商的實(shí)際邊際成本對(duì)其穩(wěn)態(tài)值的百分?jǐn)?shù)偏差。

通過以上理論的發(fā)展，也有部分學(xué)者開始研究中國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況。Scheibe and Vines就是典型代表，他利用中國(guó)1988年到2002年的季度數(shù)據(jù)估計(jì)了一個(gè)四因素混合型菲利普斯曲線［13］:

他之所以考慮匯率因素，是因?yàn)槌隹趯?duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)度較高。其研究認(rèn)為，產(chǎn)出缺口、匯率因素以及通貨膨脹預(yù)期對(duì)中國(guó)的通貨膨脹有重要影響。國(guó)內(nèi)學(xué)者如陳彥斌的研究則表明，通貨膨脹預(yù)期對(duì)當(dāng)前通貨膨脹的影響最為明顯，而成本推動(dòng)對(duì)通貨膨脹影響不大［14］。此外，還有很多學(xué)者也在國(guó)外理論研究的基礎(chǔ)上實(shí)證分析了中國(guó)的新凱恩斯混合型菲利普斯曲線，結(jié)果大都認(rèn)為中國(guó)的菲利普斯曲線是一條兼顧前瞻性和后顧性的新凱恩斯混合型菲利普斯曲線［15－18］。

三、中國(guó)貨幣狀況指數(shù)的構(gòu)建與分析

(一)新凱恩斯混合菲利普斯曲線模型的設(shè)定

基于以上學(xué)者的研究成果和本文的研究需要，我們結(jié)合Scheibe and Vines與陳彥斌的模型并進(jìn)行拓展，構(gòu)建了一個(gè)新凱恩斯混合菲利普斯曲線模型:

式(6)中pt= 表示通貨膨脹率，Et［Δpt+1］為預(yù)期通貨膨脹。注意，這里我們對(duì)預(yù)期通貨膨脹Et［Δpt+1］采用理性預(yù)期，即用t+1期的實(shí)際通貨膨脹(Δpt+1)代表通貨膨脹預(yù)期值，而理性預(yù)期的誤差(Δpt+1－ Et［Δpt+1］)構(gòu)成方程擾動(dòng)項(xiàng) ωt的一部分。Δrt表示實(shí)際利率的一階差分，Δqt、Δm2t和Δcoept分別表示實(shí)際匯率(直接標(biāo)價(jià)法，匯率上升表示貨幣貶值)，實(shí)際貨幣供應(yīng)量和實(shí)際煤油電價(jià)格的一階差分，ωt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，α為常數(shù)項(xiàng)，γ為待定系數(shù)，滿足以上所有數(shù)據(jù)的來源和具體處理方法見下一節(jié)。

(二)數(shù)據(jù)來源及處理方法

1.因變量和自變量

(1)通貨膨脹率。新凱恩斯菲利普斯曲線方程中使用的通貨膨脹率用定基CPI94(以1994年1月的價(jià)格水平為基期)①CPI94通過以下途徑得到，1995年2月以來的月度CPI環(huán)比增速數(shù)據(jù)取自《中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》，1995年2月以前的月度CPI環(huán)比增速數(shù)據(jù)通過如下途徑得到:例如，已知1996年環(huán)比數(shù)據(jù)和此前年份同比數(shù)據(jù)，可倒推1995年環(huán)比數(shù)據(jù)。1995年t月環(huán)比指數(shù)=1996年t－1月同比指數(shù)÷1996年t月同比指數(shù)×1996年t月環(huán)比指數(shù)。同樣的，已知1995年環(huán)比數(shù)據(jù)和此前年份同比數(shù)據(jù)，可倒推1994年環(huán)比數(shù)據(jù)。然后通過計(jì)算得到1994年2月－2009年9月的月度定基CPI，取每個(gè)季度所含三個(gè)月份的月度定基CPI的平均值，就得到1994Q1－2009Q3的各個(gè)季度的定基CPI。的環(huán)比變化率表示，具體處理方法是，先對(duì)CPI94取對(duì)數(shù)，然后根據(jù)0.25×(πt+πt－1+ πt－2+ πt－3)計(jì)算出四個(gè)季度的平均值，最后進(jìn)行差分得到環(huán)比變化率(DLNCPI944)。CPI原始數(shù)據(jù)來自《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》各期。

(2)人民幣實(shí)際匯率指數(shù)。自1994年1月1日人民幣實(shí)現(xiàn)匯率并軌后，人民幣在相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)間基本上是盯住美元的，因此我們采用人民幣對(duì)美元的實(shí)際匯率指數(shù)。首先從《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》提取人民幣對(duì)美元的名義匯率(直接標(biāo)價(jià)法，上升表示人民幣貶值)，人民幣對(duì)美元的實(shí)際匯率e(直接標(biāo)價(jià)法)根據(jù)以下公式計(jì)算:q=eq*/p，其中，p為國(guó)內(nèi)物價(jià)指數(shù)，用前述的CPI94表示。p*為外國(guó)物價(jià)指數(shù)，這里指美國(guó)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI。②美國(guó)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI數(shù)據(jù)來源于美國(guó)勞工統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站(www.bls.gov)，原始數(shù)據(jù)以1982－84=100。由于本文使用的中國(guó)CPI數(shù)據(jù)以1994年1月為基期，因此對(duì)美國(guó)的CPI以1994年1月為基期進(jìn)行了重新調(diào)整。得到中美實(shí)際實(shí)際匯率后，以1994年1季度為基期(1994Q1=100)便可算出人民幣對(duì)美元的實(shí)際匯率指數(shù)。然后利用X－12方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整并取對(duì)數(shù)，最后對(duì)實(shí)際匯率指數(shù)對(duì)數(shù)進(jìn)行一階差分就得到其變化率，用DLNCAREER表示。

(3)人民幣實(shí)際利率。在我國(guó)的利率體系中，儲(chǔ)蓄存款利率和貸款利率對(duì)社會(huì)公眾和宏觀經(jīng)濟(jì)的影響最大。央行根據(jù)當(dāng)前及未來一段時(shí)期的通貨膨脹狀況及其他因素來調(diào)整一年期儲(chǔ)蓄存款利率，而貸款利率一般是由央行在一年期儲(chǔ)蓄存款利率的基礎(chǔ)上，根據(jù)銀行的經(jīng)營(yíng)管理成本測(cè)算加點(diǎn)而成，可見，一年期儲(chǔ)蓄存款利率在存貸款利率體系中具有標(biāo)桿性的作用。因此，本文選取一年期居民儲(chǔ)蓄存款利率作為人民幣利率的代理變量，用一年期儲(chǔ)蓄存款利率扣除同比CPI(上年同期=100)的季度增長(zhǎng)率作為實(shí)際利率。對(duì)實(shí)際利率進(jìn)行一階差分就得到其季度變化值，用DRR表示。以上利率和CPI數(shù)據(jù)均來自《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》各期。

(4)人民幣實(shí)際貨幣供應(yīng)量。1993年以來人民銀行開始逐步轉(zhuǎn)向以貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中間目標(biāo)。特別是1998年，央行取消了信貸規(guī)模控制，采用單一的貨幣供應(yīng)量M2作為貨幣政策的中介目標(biāo)，進(jìn)一步確立了貨幣供應(yīng)量M2作為中間目標(biāo)的地位。實(shí)證檢驗(yàn)也表明，M2對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的解釋(預(yù)測(cè))能力遠(yuǎn)高于其他貨幣變量。因此我們選擇M2作為貨幣供應(yīng)量的變量。在進(jìn)行數(shù)據(jù)處理時(shí)，首先將 M2用定基 CPI94進(jìn)行修正，方法為:RM2=(名義 M2/CPI94)*100，其中RM2表示實(shí)際貨幣供應(yīng)量。用X－12方法對(duì)RM2數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整后取對(duì)數(shù)然后進(jìn)行差分就得到實(shí)際貨幣供應(yīng)量的季度變化DLNRM2。M2的原始數(shù)據(jù)來自《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》各期。

(5)產(chǎn)出缺口。所謂產(chǎn)出缺口，是指實(shí)際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出之差，有時(shí)也表示為實(shí)際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出的差值占實(shí)際產(chǎn)出或潛在產(chǎn)出的比率。本文通過我國(guó)的實(shí)際GDP計(jì)算產(chǎn)出缺口。由于我國(guó)公布的季度GDP是累計(jì)名義GDP，因此，我們首先通過計(jì)算得到當(dāng)季名義GDP，然后再將名義季度GDP轉(zhuǎn)化為實(shí)際季度GDP，方法為:RGDP=(名義季度GDP/CPI94)*100，其中，RGDP表示實(shí)際 GDP。對(duì) RGDP序列進(jìn)行X－12季節(jié)性調(diào)整后取對(duì)數(shù)再進(jìn)行HP濾波，最后用RGDP對(duì)數(shù)值減其HP濾波就得到產(chǎn)出缺口(LNRGDPGAP)。GDP原始數(shù)據(jù)來自《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》各期。

(6)供給沖擊?，F(xiàn)實(shí)中的供給沖擊非常復(fù)雜，種類也非常多，但石油價(jià)格沖擊是其中最為普遍的一種，在發(fā)達(dá)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的國(guó)家尤其明顯，而且石油價(jià)格沖擊比其他供給沖擊更加容易度量。但是陳彥斌對(duì)中國(guó)新凱恩斯菲利普斯曲線的研究結(jié)果表明，石油供給沖擊的影響不顯著。李成等的研究結(jié)果也表明［19］，中國(guó)通貨膨脹對(duì)國(guó)際油價(jià)變化的敏感程度較低，不能對(duì)近期的石油價(jià)格變化做出及時(shí)的反應(yīng)與調(diào)整。因此，這里我們不用石油價(jià)格而用煤油電價(jià)格的變化代表供給沖擊。煤油電價(jià)格(COEP)的原始數(shù)據(jù)來自《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》各期，原數(shù)據(jù)以1993年12月為100，為了與前面的數(shù)據(jù)一致，調(diào)整為1994年1月等于100，然后將月度數(shù)據(jù)做簡(jiǎn)單平均得季度數(shù)據(jù)。同樣做X－12季節(jié)性調(diào)整后取對(duì)數(shù)，最后進(jìn)行差分就得到煤油電價(jià)格的季度變化(DLNCOEP)。

2.工具變量

為了進(jìn)行下面的GMM估計(jì)，我們還計(jì)算了各變量對(duì)應(yīng)的缺口數(shù)據(jù)，以用作工具變量。計(jì)算方法為:實(shí)際變量的缺口=(實(shí)際變量－實(shí)際變量的HP濾波)/實(shí)際變量的HP濾波。

3.啞變量

考慮到2005年7月的“匯改”，我們?cè)O(shè)置了一個(gè)啞變量DUMMY01，用以解釋因“匯改”對(duì)匯率從而通貨膨脹的影響，2005年3季度以前的各季度取0，以后的各季度取1。

各變量符號(hào)、名稱和原始數(shù)據(jù)來源見表3。

表3 變量說明

(三)MCI權(quán)重的估計(jì)

由于模型包含預(yù)期變量，因而采用普通最小二乘法估計(jì)不是有效的，為此這里采用廣義矩方法對(duì)方程進(jìn)行估計(jì)。GMM方法由于限制條件比較少，因而是目前估計(jì)前瞻性方程的一個(gè)比較有效的方法①傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型估計(jì)方法，如普通最小二乘法、廣義最小二乘法和極大似然法等，都有它們的局限性，其參數(shù)估計(jì)量必須在模型滿足某些假設(shè)時(shí)才具有良好的性質(zhì);而GMM是一個(gè)穩(wěn)健估計(jì)量，因?yàn)樗灰髷_動(dòng)項(xiàng)的準(zhǔn)確分布信息，允許隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差和序列相關(guān)，所得到的參數(shù)估計(jì)量比其它參數(shù)估計(jì)方法更合乎實(shí)際。(高鐵梅，2006，p112)。。使用GMM估計(jì)方法的主要困難是尋找合適的工具變量，有效的工具變量應(yīng)與預(yù)期變量高度相關(guān)但卻外生于預(yù)期變量，有效的工具變量是外生變量和模型中內(nèi)生變量的滯后值［20］。經(jīng)過精心篩選，最終我們采用的工具變量集合包括:通貨膨脹、產(chǎn)出、利率、匯率、貨幣量和煤、油、電價(jià)格缺口的1－6階滯后值。在進(jìn)行GMM估計(jì)之前對(duì)所有變量做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，ADF的檢驗(yàn)結(jié)果表明所有變量都是平穩(wěn)的(數(shù)據(jù)備索)。

遵循Scheibe and Vines的方法，式(7)中滯后階數(shù)取值為4，在進(jìn)行GMM估計(jì)時(shí)，我們遵循從一般到個(gè)別的方法，逐一剔除統(tǒng)計(jì)上不顯著的滯后變量。估計(jì)結(jié)果在表4中列出。在回歸過程中，我們使用了啞變量DUMMY01，但其回歸結(jié)果并不顯著，故將其剔除。由表4可知，新凱恩斯菲利普斯曲線方程的變量系數(shù)之和在符號(hào)上都符合理論預(yù)期，即，除了實(shí)際利率系數(shù)之和為負(fù)，其他變量的系數(shù)之和都為正。而且，模型的擬合度相當(dāng)高，調(diào)整的樣本決定系數(shù)(Adj R2)高達(dá)0.94;Q檢驗(yàn)表明模型的殘差序列不存在4階自相關(guān);J檢驗(yàn)①在進(jìn)行GMM估計(jì)時(shí)，如果回歸方程中出現(xiàn)過度識(shí)別的情況，即當(dāng)工具變量的個(gè)數(shù)(m)超過參數(shù)的個(gè)數(shù)(k)，可以用Hansen J檢驗(yàn)來檢驗(yàn)工具變量的有效性。如果所有的工具變量都是有效的，那么J統(tǒng)計(jì)量服從自由度為m－k的χ2分布，即J≤，原假設(shè)是矩條件成立或過度識(shí)別有效(李雪松，2008，p38 －41)。顯示模型的J統(tǒng)計(jì)量在82.9%的統(tǒng)計(jì)水平上不拒絕原假設(shè)，表明我們對(duì)工具變量的選擇是有效的。另外，通貨膨脹率的前瞻性和后顧性系數(shù)之和(0.3794+0.6303 －0.1975+0.1168=0.929)接近于1，說明我們的實(shí)證結(jié)果支持我國(guó)經(jīng)濟(jì)中存在垂直的長(zhǎng)期菲利普斯曲線。

MCI的比率表明，根據(jù)對(duì)通貨膨脹率的影響，實(shí)際利率一個(gè)百分點(diǎn)的上升等價(jià)于大約1/9.5個(gè)百分點(diǎn)的實(shí)際匯率升值或1/35.1個(gè)百分點(diǎn)的實(shí)際貨幣供應(yīng)量的減少。MCI的比率表明，實(shí)際利率的變動(dòng)對(duì)通貨膨脹率的影響小于實(shí)際匯率的變動(dòng)對(duì)通貨膨脹率的影響，這一方面是因?yàn)閰R率除了通過影響總需求對(duì)通貨膨脹率的間接影響外還通過影響進(jìn)出口商品的價(jià)格對(duì)通貨膨脹率有直接影響;另一方面則如卜永祥和周晴的解釋［21］，這并不表明實(shí)際利率②原文是指“名義利率”，但是在短期名義和實(shí)際變量之間的區(qū)別并不重要(新西蘭儲(chǔ)備銀行，1996)。在短期用實(shí)際和名義變量構(gòu)建的MCIs以同樣的方式變化因?yàn)樵诙唐谙鄬?duì)價(jià)格和通貨膨脹率被假設(shè)保持不變(Eika，et al.，1996)，因此我們認(rèn)為原話對(duì)于“實(shí)際利率”同樣適用。與通貨膨脹率的相關(guān)性低，而是說明在目前情況下，中央銀行還不具備通過事先調(diào)整實(shí)際利率，調(diào)控未來的或預(yù)期的通貨膨脹率走勢(shì)的能力。相比之下，三個(gè)因素中貨幣供應(yīng)量的權(quán)重最大，這或許正好印證了米爾頓·弗里德曼的名言:“通貨膨脹永遠(yuǎn)而且處處是一種貨幣現(xiàn)象”。

我們還將樣本范圍縮小到1994Q1－2008Q4進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得到的MCI比率是1:5.2:24.8，對(duì)新凱恩斯菲利普斯曲線方程的GMM估計(jì)結(jié)果也都表現(xiàn)良好(數(shù)據(jù)備索)，前瞻性因素占15.37%。由于樣本數(shù)量限制，未能對(duì)三因素MCI做更多的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，但對(duì)傳統(tǒng)兩因素的MCI(只含利率和匯率)進(jìn)行估計(jì)，1994Q1－2007Q4的比率是 1:18.1，1994Q1－2006Q4的比率是 1:12.1，1994Q1－2005Q4的比率是1:14，相對(duì)意義上都接近1:9.5;相應(yīng)的菲利普斯曲線估計(jì)結(jié)果中前瞻性因素則分別為14.68%、27.48% 和 47.11%，與表4 中的11.68%一樣都表明前瞻性因素少于后顧性因素。這些數(shù)據(jù)或許都從一個(gè)側(cè)面證明了我們的MCI估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 新凱恩斯混合菲利普斯曲線回歸結(jié)果

(四)中國(guó)MCI指數(shù)的構(gòu)建及其要素分析

基于前面估計(jì)的權(quán)重，我們可以根據(jù)以下公式計(jì)算中國(guó)MCIs:

其中，r、q和rm2分別表示實(shí)際利率、實(shí)際匯率和實(shí)際貨幣供應(yīng)量①各變量的具體定義如前所述。。下標(biāo)代表當(dāng)期，下標(biāo)代表基期。我們選擇2002年1季度為基期②MCI的基期應(yīng)該是一個(gè)市場(chǎng)穩(wěn)定和貨幣狀況令人滿意的時(shí)期，MCI對(duì)基期狀況的偏差應(yīng)保持在一個(gè)目標(biāo)范圍內(nèi)(Wet，2002)。但同時(shí)Wet(2002)也指出，如其他任何指數(shù)，MCI的基期可以任意改變而不會(huì)影響結(jié)果。國(guó)內(nèi)有的學(xué)者(卜永祥，周晴，2004)根據(jù)樣本期內(nèi)的平均居民消費(fèi)價(jià)格增幅選擇基期，有的學(xué)者(卞志村，2008)根據(jù)樣本期內(nèi)的最小產(chǎn)出缺口選擇基期。這里我們應(yīng)用類似前者的方法，通過計(jì)算發(fā)現(xiàn)從1994年1季度到2009年3季度共63個(gè)季度的定基CIP94季度增率的平均值為0.52%，而在所有樣本中，2002年1季度的季度增率(0.60%)與之最接近。(2002年1季度等于100)，計(jì)算得到中國(guó)的 MCIs，我們計(jì)算的MCIs及其各要素的走勢(shì)見圖1。

圖1 中國(guó)的MCIs及其各要素的走勢(shì)

圖1 描繪了中國(guó)MCI及其各要素的一個(gè)走勢(shì)，具體描述如下:

(1)由于人民幣匯率的貶值和兩位數(shù)的通貨膨脹，在1990年代早期MCI有一個(gè)較大程度的放松。從1994年到1997年下半年貨幣狀況急劇收緊，主要是由于急劇的通貨緊縮提高了實(shí)際利率、人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率的升值和貨幣供應(yīng)量增速的顯著下降。盡管由于貨幣供應(yīng)量的持續(xù)增加和中央銀行的兩次降息使1996年1季度到3季度的貨幣狀況有過短期放松，但沒有從根本上改變貨幣狀況緊縮的趨勢(shì)。

(2)MCI從1997年底到2001年顯著放松，主要是由于亞洲金融危機(jī)的爆發(fā)、1998年夏季發(fā)生嚴(yán)重洪災(zāi)、持續(xù)通縮和國(guó)內(nèi)有效需求不足等國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化，我國(guó)實(shí)施了穩(wěn)健的貨幣政策，采取了降息等宏觀調(diào)控手段;另一方面，這一時(shí)期MCI的下降在很大程度上還由于實(shí)際匯率的貶值，這與隨著亞洲金融危機(jī)的逐步緩解大多數(shù)其他亞洲貨幣對(duì)美元的匯率反彈有關(guān)。這期間由于美元的強(qiáng)勢(shì)恢復(fù)使人民幣實(shí)際匯率貶值放緩和貨幣供應(yīng)量的急劇減速使MCI從2001年下半年有一個(gè)短期收緊。

(3)在2002－2004年國(guó)內(nèi)通貨膨脹的升溫再次造成實(shí)際利率顯著降低，加之實(shí)際匯率的貶值和貨幣供應(yīng)量的平穩(wěn)增加使這一期間的貨幣狀況大大放松。顯然，在2002－2004年MCI的所有三個(gè)要素都對(duì)貨幣狀況的寬松有所貢獻(xiàn)。

(4)從2004年年底到2005年下半年，貨幣狀況再次收緊，一方面是由于為防止經(jīng)濟(jì)過熱，貨幣當(dāng)局采取了放緩貨幣供應(yīng)量增速，提高再貸款利率、提高法定存款準(zhǔn)備金率和有保有壓的信貸調(diào)控等從緊的貨幣政策措施，另一方面人民幣強(qiáng)烈的升值預(yù)期導(dǎo)致實(shí)際匯率的不斷升值也是MCI上升的一個(gè)重要原因。

(5)從2005年年底至2008年年初，貨幣狀況總體顯示是寬松的，主要是由于匯率升值的影響③“匯改”后人民幣實(shí)際匯率對(duì)貨幣狀況的影響大大增強(qiáng)，但是卻出現(xiàn)了伴隨匯率升值通貨膨脹也同向上升的“悖理”現(xiàn)象。一種可能的解釋是，人民幣升值及其預(yù)期吸引了大量海外游資進(jìn)入中國(guó)市場(chǎng)，國(guó)家為了穩(wěn)定匯率需要發(fā)行人民幣來兌換這些游資，在不能完全沖銷的情況下，造成人民幣發(fā)行過多，物價(jià)上升，從而形成通貨膨脹伴隨匯率升值同向上升的現(xiàn)象。。另外，實(shí)際利率因通貨膨脹上升而降低，投資增長(zhǎng)較快，貨幣供應(yīng)量穩(wěn)定增長(zhǎng)，銀行體系流動(dòng)性充裕，信貸投放較多，經(jīng)濟(jì)因而出現(xiàn)過熱傾向，為此人民銀行實(shí)施了從緊的貨幣政策，除加大市場(chǎng)操作力度外，17次上調(diào)準(zhǔn)備金率，8次加息，致使2008年后期貨幣狀況再次進(jìn)入收緊階段。表5給出了在過去十五年貨幣狀況的主要周期及各要素的貢獻(xiàn)。

通過圖1和表5，我們可以發(fā)現(xiàn)幾個(gè)特征:(1)在三個(gè)要素中利率的影響雖然最小但很重要，往往是利率的走勢(shì)塑造了MCI的走勢(shì)，二者走勢(shì)基本一致;(2)貨幣供應(yīng)量對(duì)MCI的影響最大，這似乎印證了著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家米爾頓·弗里德曼的名言:“通貨膨脹永遠(yuǎn)而且處處是一種貨幣現(xiàn)象”;(3)2005年“匯改”后人民幣實(shí)際匯率對(duì)貨幣狀況的影響大大增強(qiáng)卻出現(xiàn)“悖理”現(xiàn)象。另外，從以上分析可以看出，我們構(gòu)建的MCI的周期變化基本上能夠反映我國(guó)貨幣政策立場(chǎng)的“緊縮”或“寬松”，因此可以用作一個(gè)政策立場(chǎng)指示器。

表5 MCI的周期及各要素的貢獻(xiàn)率

四、MCI在我國(guó)貨幣政策中的潛在應(yīng)用

根據(jù) Batini and Turnbull［4］，MCI 主要有三種用途:貨幣政策操作目標(biāo);信息指示器和貨幣政策規(guī)則。下面我們將對(duì)這三個(gè)方面的用途在我國(guó)的背景下做逐一分析。

(一)MCI作為信息指示器

所謂信息指示器，一方面指MCI可以指示貨幣政策立場(chǎng)“緊縮”或“寬松”的有關(guān)信息，充當(dāng)所謂的政策立場(chǎng)指示器;另一方面指MCI包含貨幣政策最終目標(biāo)未來發(fā)展的動(dòng)態(tài)信息，可作為所謂的先行指標(biāo)。由于在上面一節(jié)通過考察MCI的周期變化及其要素貢獻(xiàn)時(shí)已經(jīng)得出我們構(gòu)建的MCI可以用作一個(gè)政策立場(chǎng)指示器的結(jié)論，因此，這一節(jié)我們的考察重點(diǎn)在于通過分析MCI和通貨膨脹的關(guān)系，檢驗(yàn)我們構(gòu)建的MCI指數(shù)能否作為貨幣政策的先行指標(biāo)，我們將根據(jù)MCI對(duì)CPI周期拐點(diǎn)的預(yù)測(cè)能力來判斷。要檢驗(yàn)MCI對(duì)CPI周期拐點(diǎn)的預(yù)測(cè)能力首先必須確定二者的周期拐點(diǎn)，我們將嚴(yán)格按照以下方法步驟①詳見 Anas ，J.et al.(2008)。來進(jìn)行［22］:(1)運(yùn)用 Bry－Boschan算法初步確定經(jīng)濟(jì)周期的峰和谷。時(shí)間t的峰:{yt＞yt－k，yt＞yt+k，k=1，…，K};時(shí)間 t的谷:{yt＜ yt－k，yt＜ yt+k，k=1，…，K}。其中對(duì)于季度時(shí)間序列K=2，而對(duì)于月度時(shí)間序列K=5。(2)忽略序列開始或結(jié)尾2個(gè)季度內(nèi)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)。(3)通過下列規(guī)則確保峰和谷交替出現(xiàn):在出現(xiàn)雙谷的情況下，選擇最低值的谷;在出現(xiàn)雙峰的情況下，選擇最高值的峰。(4)一個(gè)擴(kuò)張或收縮階段必須至少持續(xù)2個(gè)季度;一個(gè)完整的周期必須至少持續(xù)5個(gè)季度。(5)求深度。深度用來衡量每個(gè)周期階段的波幅，例如對(duì)于一次收縮:deepness=|Xp－XT|/Xp，其中Xp和XT分別是所考察的經(jīng)濟(jì)周期的峰值和谷值。擴(kuò)張或收縮的深度不低于0.5個(gè)百分點(diǎn)。

根據(jù)以上步驟和規(guī)則，我們的計(jì)算結(jié)果表明(見表6)，從1994年1季度到2009年3季度MCI共經(jīng)歷了9個(gè)拐點(diǎn)，而同比CPI(上年同期=100)則經(jīng)歷了7個(gè)拐點(diǎn)，其中CPI的四個(gè)峰點(diǎn)與MCI的五個(gè)谷點(diǎn)中的四個(gè)完全一致，CPI三個(gè)谷點(diǎn)中的兩個(gè)則與MCI四個(gè)峰點(diǎn)中的兩個(gè)相近(相差不超過3個(gè)季度)，而且從時(shí)間先后來看，在相近的兩個(gè)拐點(diǎn)中MCI的兩個(gè)峰點(diǎn)都領(lǐng)先CPI的兩個(gè)谷點(diǎn)2個(gè)季度，即使不相近的兩個(gè)拐點(diǎn)1997Q3到1999Q2也只有6個(gè)季度。這說明我們構(gòu)建的MCI周期拐點(diǎn)能夠反映CPI的周期拐點(diǎn)，并具有一定的前瞻性。從圖2(a)和(b)圖來看，MCI的變化確實(shí)相當(dāng)好地對(duì)應(yīng)了同比CPI和CPI94季度增長(zhǎng)率的反向運(yùn)動(dòng)。因此，我們認(rèn)為，貨幣狀況指數(shù)(MCI)可以作為我國(guó)貨幣政策的先行指標(biāo)和信息指示器。

表6 MCI與CPI周期轉(zhuǎn)折點(diǎn)的比較

圖2 中國(guó)的MCIs與通貨膨脹率

(二)MCI作為操作目標(biāo)

Freedman認(rèn)為在小型開放經(jīng)濟(jì)中，將MCI作為貨幣政策的操作目標(biāo)要優(yōu)于單獨(dú)以利率或匯率作為操作目標(biāo)。那么，在我國(guó)這樣一個(gè)有管理浮動(dòng)匯率制下的大型開放經(jīng)濟(jì)中，MCI能否作為貨幣政策操作目標(biāo)呢?

我國(guó)對(duì)于操作目標(biāo)并沒有一個(gè)明確的說法。易綱和謝平把我國(guó)的貨幣政策操作目標(biāo)界定為基礎(chǔ)貨幣。戴根有［23］則把我國(guó)貨幣政策操作目標(biāo)描述為以基礎(chǔ)貨幣特別是超額儲(chǔ)備為主，貨幣市場(chǎng)利率為輔的操作目標(biāo)體系，這一目標(biāo)體系包括基礎(chǔ)貨幣、超額準(zhǔn)備金水平和貨幣市場(chǎng)利率。而陳雨露和周晴認(rèn)為［24］，在有管理的浮動(dòng)匯率制下，貨幣政策操作是在本幣市場(chǎng)直接釘住短期利率變化，在外匯市場(chǎng)釘住實(shí)際匯率變化，中央銀行同時(shí)控制匯率目標(biāo)和利率目標(biāo)，貨幣政策操作目標(biāo)實(shí)質(zhì)上是短期利率和實(shí)際匯率變化的線性組合，即MCI。王曉芳和王維華的實(shí)證研究則表明［25］，自1998年以來，我國(guó)相對(duì)穩(wěn)定、有效的貨幣政策操作目標(biāo)是準(zhǔn)備金總額，也可以說是基礎(chǔ)貨幣，并不是超額準(zhǔn)備金和貨幣市場(chǎng)利率。由于在貨幣政策的操作順序中，操作目標(biāo)介于政策工具和中間目標(biāo)之間，中央銀行是通過對(duì)操作目標(biāo)的直接操縱來實(shí)現(xiàn)對(duì)中間目標(biāo)的調(diào)控。因此，在本文里我們?cè)噲D通過檢驗(yàn)操作目標(biāo)和中間目標(biāo)的相關(guān)性對(duì)MCI能否作為我國(guó)貨幣政策的操作目標(biāo)做一初步判斷。

由上述可知，最具競(jìng)爭(zhēng)性的操作目標(biāo)變量有基礎(chǔ)貨幣、超額準(zhǔn)備金水平、準(zhǔn)備金總額和貨幣市場(chǎng)利率，而我國(guó)長(zhǎng)期以來以貨幣供應(yīng)量作為中間目標(biāo)，表7列出了以上各操作目標(biāo)變量和貨幣供應(yīng)量的相關(guān)性。

表7 MCI、基礎(chǔ)貨幣等變量與貨幣供應(yīng)量的相關(guān)性(1994Q1－2009Q3)

由表7可知，在所有五個(gè)操作目標(biāo)變量中，MCI與貨幣供應(yīng)量的相關(guān)性(－0.743)要比超額準(zhǔn)備金的相關(guān)性(0.613)好一些，排第四位，相關(guān)性最高的是基礎(chǔ)貨幣(0.986)，其次是準(zhǔn)備金總額(0.982)和貨幣市場(chǎng)利率(－0.778)。這些相關(guān)系數(shù)在0.01的水平上都是顯著的。因此，從相關(guān)性來看，MCI雖然不是最好的操作目標(biāo)，但如果不考慮其他因素①作為操作目標(biāo)需要識(shí)別“MCI的合意水平”，由于精確地確定匯率和利率的均衡水平是一件不容易的事情，還經(jīng)常遭受不曾預(yù)料的沖擊，因此把MCI作為操作目標(biāo)是十分復(fù)雜的(Batini and Turnbull，2000)。，MCI或可勉強(qiáng)成為操作目標(biāo)體系中的一員。

(三)MCI作為貨幣政策規(guī)則

Batini and Turnbull認(rèn)為MCI可以進(jìn)行重新組織，對(duì)利率進(jìn)行正規(guī)化得到一個(gè)政策規(guī)則，這樣利率被設(shè)定以便與匯率并行變化。這等價(jià)于對(duì)匯率水平進(jìn)行反饋，類似于匯率目標(biāo)制。Ball提出了一個(gè)不同的“基于MCI”的規(guī)則，該規(guī)則意味著對(duì)MCI進(jìn)行設(shè)定，以便校正通貨膨脹對(duì)其目標(biāo)和產(chǎn)出對(duì)其潛在水平的偏差。根據(jù)這些論述和本文MCI的具體形式，我們構(gòu)建了以下兩個(gè)規(guī)則:

(8)式是Batini and Turnbull意義上的規(guī)則，不妨簡(jiǎn)稱為BT型規(guī)則;同理，(9)式可簡(jiǎn)稱為Ball型規(guī)則。其中“*”表示目標(biāo)水平或潛在水平，在這里我們都用相應(yīng)變量的HP濾波表示。各變量的數(shù)據(jù)來源和處理方式如前所述。由于MCI的水平值序列不是平穩(wěn)序列，故在實(shí)證檢驗(yàn)中使用其差分序列。在所有的變量序列都通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)的情況下，我們使用簡(jiǎn)單的最小二乘法(OLS)得到以下結(jié)果:

注:方程下面括號(hào)內(nèi)為t檢驗(yàn)值;括號(hào)后面*表示在1% 的水平上是顯著的，＊＊＊表示在10% 的水平上是顯著的。

實(shí)證結(jié)果表明，BT型規(guī)則，即根據(jù)匯率缺口和貨幣供應(yīng)量缺口調(diào)整利率的規(guī)則，盡管其變量系數(shù)都是顯著的，調(diào)整的R2也高達(dá)0.5859，但由于DW值太低，說明殘差序列存在正相關(guān)，參數(shù)估計(jì)值不是有效的，顯著性檢驗(yàn)也失效。為了克服自相關(guān)我們進(jìn)一步采用Cochrane－Orcutt迭代法②詳見易丹輝(2008，p71)。對(duì)原模型做廣義差分變換后進(jìn)行OLS估計(jì)［26］，結(jié)果發(fā)現(xiàn)所有的參數(shù)估計(jì)值都不再顯著(數(shù)據(jù)備索)。而就Ball型規(guī)則而言，通貨膨脹缺口和產(chǎn)出缺口的估計(jì)系數(shù)也不顯著。因此，根據(jù)這些檢驗(yàn)結(jié)果，MCI還不足以用作以上形式的貨幣政策規(guī)則。

五、結(jié) 語

本文利用1994Q1－2009Q3的數(shù)據(jù)并基于一個(gè)新設(shè)的新凱恩斯菲利普斯曲線模型估計(jì)和構(gòu)建了中國(guó)的貨幣狀況指數(shù)(MCI)。對(duì)新凱恩斯菲利普斯曲線方程的GMM估計(jì)結(jié)果表明，中國(guó)MCI三個(gè)要素(利率、匯率和貨幣供應(yīng)量)的權(quán)重比例為1:9.8:35.1。分析表明，我們構(gòu)建的MCI的周期變化基本上能夠反映我國(guó)貨幣政策立場(chǎng)的“緊縮”或“寬松”，因此可以用作一個(gè)政策立場(chǎng)指示器;MCI指數(shù)走勢(shì)很好地對(duì)應(yīng)了中國(guó)通貨膨脹的反向運(yùn)動(dòng)，其周期拐點(diǎn)與通貨膨脹周期拐點(diǎn)具有較強(qiáng)的時(shí)間一致性，因此可以作為我國(guó)貨幣政策的先行指標(biāo)。進(jìn)一步的統(tǒng)計(jì)分析表明，我們構(gòu)建的MCI指數(shù)或許還是一個(gè)潛在的貨幣政策操作目標(biāo)變量，因?yàn)閮H從與貨幣政策中間目標(biāo)的相關(guān)性來看，它至少要好于超額準(zhǔn)備金。另外，通過對(duì)BT型和Ball型兩種規(guī)則形式的計(jì)量檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，同大多數(shù)國(guó)家的情形一樣，中國(guó)的MCI還不足以用作貨幣政策規(guī)則。

盡管我們構(gòu)建的MCI表現(xiàn)似乎相當(dāng)不錯(cuò)，但是在我國(guó)的利率市場(chǎng)化和匯率市場(chǎng)化尚不完全、利率傳導(dǎo)渠道和匯率傳導(dǎo)渠道不很通暢、以及貨幣供應(yīng)量作為中間目標(biāo)備受爭(zhēng)議的背景下，建議貨幣當(dāng)局謹(jǐn)慎使用MCI指數(shù)，可首先將其作為貨幣政策的一個(gè)先行信息指標(biāo)來使用，以增強(qiáng)貨幣政策操作的前瞻性和提高反通貨膨脹的有效性，隨著條件的成熟與完善再適時(shí)調(diào)整和擴(kuò)展其用途。

另外，我們的新凱恩斯混合菲利普斯曲線估計(jì)結(jié)果表明通貨膨脹的前瞻性預(yù)期在我國(guó)是確實(shí)存在的，因此，正如我國(guó)政府和貨幣當(dāng)局已經(jīng)開始強(qiáng)調(diào)的那樣，我們應(yīng)該重視并管理好通貨膨脹預(yù)期。

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