丁洪福 郭萬山

摘要：通貨膨脹慣性內(nèi)生于通貨膨脹動(dòng)態(tài)演進(jìn)系統(tǒng)中，并會(huì)制約外生貨幣政策沖擊對通貨膨脹的影響，進(jìn)而導(dǎo)致實(shí)現(xiàn)貨幣政策目標(biāo)的成本增大。純前瞻性的新凱恩斯菲利普斯曲線不包含內(nèi)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(gòu)建包含通貨膨脹粘性假設(shè)的后顧性菲利普斯曲線模型，并采用1996—2013年的季度數(shù)據(jù)來描述我國通貨膨脹的慣性動(dòng)態(tài)特征，結(jié)果表明：我國通貨膨脹具有較強(qiáng)的慣性，利率和貨幣供應(yīng)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(jīng)濟(jì)的貨幣政策會(huì)導(dǎo)致較高的反通貨膨脹成本，中央銀行應(yīng)該賦予控制通貨膨脹目標(biāo)更高的權(quán)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(guān)鍵詞：通貨膨脹慣性；貨幣政策；通貨膨脹粘性；通貨膨脹預(yù)期；混合新凱恩斯菲利普斯曲線；反通貨膨脹成本；貨幣供應(yīng)量；利率市場化

中圖分類號(hào)：F820.5；F224.4 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：16748131（2015）06005507

一、引言

通貨膨脹慣性和持續(xù)性通貨膨脹慣性（Ination inertia）是指通貨膨脹對某些經(jīng)濟(jì)沖擊所做出的緩慢的適應(yīng)性反應(yīng)（Lendvai，2004）；通貨膨脹持續(xù)性（inflation persistence）是指通貨膨脹在遭受隨機(jī)擾動(dòng)因素沖擊后偏離其均衡狀態(tài)所持續(xù)的時(shí)間長度（Fuhrer，1995）。 是反映通貨膨脹動(dòng)態(tài)特征的重要性標(biāo)志，在通貨膨脹動(dòng)態(tài)演進(jìn)系統(tǒng)中具有內(nèi)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(xù)性的制約，往往會(huì)導(dǎo)致實(shí)現(xiàn)貨幣政策目標(biāo)的成本增大。在貨幣政策分析中，基于前瞻性預(yù)期的描述通貨膨脹動(dòng)態(tài)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(cuò)價(jià)格調(diào)整模型基礎(chǔ)上的價(jià)格粘性模型（Calvo，1983），是一種純的前瞻性預(yù)期模型。在該模型中，當(dāng)前通貨膨脹受未來通貨膨脹預(yù)期影響，但與過去通貨膨脹是無關(guān)的，模型中不包含內(nèi)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(dòng)態(tài)對沖擊的反應(yīng)是完全靈活的，這與通常觀測到的通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)狀況意外改變進(jìn)行緩慢調(diào)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(shí)，經(jīng)驗(yàn)研究所得出的結(jié)論也存在著很大差異。Gali和Gertler等（1999，2005）研究發(fā)現(xiàn)，未來通貨膨脹預(yù)期起著主要作用；而Fuhrer和Moore（1995）以及Rudd和Whelan（2005）的研究卻認(rèn)為，后顧性因素更重要。盡管存在著經(jīng)驗(yàn)研究方面的分歧，但至少有一點(diǎn)可以確認(rèn)：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(jià)格粘性假定下，也不能復(fù)制客觀存在的通貨膨脹動(dòng)態(tài)，無法反映現(xiàn)實(shí)觀察到的通貨膨脹序列的持續(xù)性。

由于新凱恩斯菲利普斯曲線不包含通貨膨脹內(nèi)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(xù)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(yè)基于后顧性經(jīng)驗(yàn)調(diào)整價(jià)格的通貨膨脹粘性假設(shè)，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(xiàn)將這種通貨膨脹粘性設(shè)定融入隨機(jī)動(dòng)態(tài)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(dòng)態(tài)的影響，本文建立包含通貨膨脹粘性假設(shè)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(shù)據(jù)來檢驗(yàn)我國通貨膨脹慣性是否顯著，進(jìn)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(gòu)建

自從新凱恩斯菲利普斯曲線（NKPC）提出以后，已經(jīng)廣泛應(yīng)用于貨幣政策分析領(lǐng)域，成為分析通貨膨脹動(dòng)態(tài)的主要工具。Calvo（1983）首先在交錯(cuò)價(jià)格調(diào)整模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了用以描述通貨膨脹動(dòng)態(tài)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(chǔ)，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(shí)經(jīng)驗(yàn)研究表明，由于通貨膨脹存在較強(qiáng)的慣性，完全前瞻性的模型擬合數(shù)據(jù)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(xiàn)在Calvo模型的基礎(chǔ)上引入了通貨膨脹粘性假設(shè)，使得隨機(jī)動(dòng)態(tài)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(yè)遵循拇指規(guī)則（rule of thumb）設(shè)定價(jià)格，另一部分企業(yè)遵循前瞻性預(yù)期法則設(shè)定價(jià)格，將通貨膨脹粘性假設(shè)引入模型，構(gòu)建了混合新凱恩斯菲利普斯曲線。另外，實(shí)際邊際成本與產(chǎn)出缺口的關(guān)系，可以由公式mct=σ+ω1+ωθyt來表示其中，mc代表實(shí)際邊際成本，y代表產(chǎn)出缺口， σ代表跨期替代彈性的倒數(shù)，θ為需求價(jià)格彈性，ω為勞動(dòng)力彈性（Woodford，2003）。 ?；旌闲聞P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(shí)際邊際成本，πt-1代表滯后通貨膨脹，Etπt+1代表通貨膨脹預(yù)期。α、θ代表模型參數(shù)，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(jī)沖擊，假定是獨(dú)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(jìn)行估計(jì)。但Xiao等（2008）指出，廣義矩估計(jì)方法對于工具變量的選擇過于敏感，這在一定程度上會(huì)影響模型的穩(wěn)健性。為了避免工具變量選擇對估計(jì)結(jié)果的影響，本文在Svensson（1999）的后顧型模型基礎(chǔ)上引入通貨膨脹粘性假設(shè)，用以描述通貨膨脹動(dòng)態(tài)。

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(chǎn)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(yù)期，εt，ηt，θt 代表第t期獨(dú)立同分布的沖擊，系數(shù)απ，αy，y，βr均假定為正數(shù)，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(shí)利率，平均真實(shí)利率E（it-πt+1t）被標(biāo)準(zhǔn)化為零；平均產(chǎn)出缺口E（yt）假定為零。

對方程（2）兩側(cè)取數(shù)學(xué)期望可以得到通貨膨脹預(yù)期πt+1t的表達(dá)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(chǎn)出缺口準(zhǔn)確估計(jì)比較困難，本文使用增長率缺口（實(shí)際GDP增長率與目標(biāo)增長率之差）來代替產(chǎn)出缺口?？紤]到貨幣供應(yīng)量對通貨膨脹的影響，本文將貨幣供應(yīng)量作為外生變量引入。另外，為反映2008年金融危機(jī)帶來的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化，模型中引入一個(gè)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(chǎn)出增長率缺口，M2 t 為廣義貨幣供應(yīng)量，it為中國銀行間同業(yè)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(dú)立同分布的沖擊，系數(shù)αy，απ，βy，βx，βr均假定為正數(shù)。

三、數(shù)據(jù)來源及分析

本文使用我國的季度數(shù)據(jù)對上述理論模型進(jìn)行估計(jì)，涉及的主要變量有通貨膨脹率、市場基準(zhǔn)利率、實(shí)際產(chǎn)出增長率、目標(biāo)產(chǎn)出增長率以及貨幣供應(yīng)量。樣本時(shí)間區(qū)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(shí)際產(chǎn)出增長率、廣義貨幣供應(yīng)量增長率（M2）數(shù)據(jù)來自于中國國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，目標(biāo)產(chǎn)出增長率數(shù)據(jù)來自于歷年政府工作報(bào)告，銀行間同業(yè)拆借利率數(shù)據(jù)來自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

1.通貨膨脹率（πt）

本文使用同比居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)衡量通貨膨脹率。由于同比CPI是月度數(shù)據(jù)，通過季度內(nèi)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行簡單平均即可得到季度居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，進(jìn)而通過季度居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)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(fā)現(xiàn)，我國CPI同比增長率從1996年開始呈現(xiàn)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(jīng)歷4次較大的波動(dòng)，波峰分別出現(xiàn)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(zhǔn)利率（it）

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

圖21996—2013年我國的同業(yè)拆借利率（it）

3.產(chǎn)出增長率缺口（GDPGAPt）

本文使用實(shí)際GDP增長率與目標(biāo)GDP增長率之差衡量產(chǎn)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(xù)上升，到2007年1季度達(dá)到波峰，峰值為14.5%；在2010年1季度又出現(xiàn)一次波峰，峰值達(dá)到12.1%，隨后逐漸趨于平穩(wěn)。對于目標(biāo)GDP增長率，參照每年政府工作報(bào)告給定的目標(biāo)GDP增長率；2000—2003年報(bào)告中沒有提到預(yù)期經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)，此時(shí)正值亞洲金融危機(jī)，因此，認(rèn)為將產(chǎn)出增長率目標(biāo)設(shè)定為7%比較適中。由于報(bào)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(chǎn)出增長率為年內(nèi)各季度同比增長率（如表1所示）。

4.貨幣供應(yīng)量（M2）增長率

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

四、實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)

為了避免偽回歸問題，構(gòu)建模型之前需要對變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文運(yùn)用Eviews6.0軟件中的ADF檢驗(yàn)方法，對所涉及的主要變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

從表2結(jié)果可以看到，除了產(chǎn)出增長率缺口序列在10%顯著性水平拒絕單位根假設(shè)，其他變量在5%顯著性水平拒絕單位根假設(shè)，表明變量都是平穩(wěn)的。

變量ADF檢驗(yàn)檢驗(yàn)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(yè)拆借利率（it）-2.902 593（c，0，0）-3.926 1630.003 1

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

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

2.總供給曲線估計(jì)結(jié)果

使用普通最小二乘法（OLS）對總供給模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下：

πt+1=0.708 7πt+0.261 7GDPGAPt

兩個(gè)t統(tǒng)計(jì)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(chǎn)出缺口的影響。擬合優(yōu)度R2=0.895 3，模型的解釋能力接近90%，說明該模型較好地?cái)M合了通貨膨脹動(dòng)態(tài)。DW=2.057 2，表明模型不存在自相關(guān)問題。兩個(gè)參數(shù)估計(jì)值均為正，也符合經(jīng)濟(jì)理論假設(shè)。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)總供給曲線的穩(wěn)定性，我們對模型的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。檢驗(yàn)結(jié)果表明，殘差序列是平穩(wěn)的，也就是說，前面估計(jì)的總供給模型是穩(wěn)定的模型。

表3總供給曲線的殘差A(yù)DF檢驗(yàn)

變量ADF檢驗(yàn)檢驗(yàn)類型

（c，t，k）臨界值（5%）Prob.

殘差項(xiàng)-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(dòng)態(tài)系統(tǒng)存在較強(qiáng)的內(nèi)在慣性，前一期通貨膨脹會(huì)有大約71%延續(xù)到下一期。通貨膨脹動(dòng)態(tài)系統(tǒng)的慣性特征表明，當(dāng)通貨膨脹處于較高水平時(shí)，通貨膨脹在短期內(nèi)仍會(huì)保持在較高狀態(tài)。較高的通貨膨脹慣性意味著，在央行使用貨幣政策刺激經(jīng)濟(jì)時(shí)，應(yīng)充分考慮到通貨膨脹動(dòng)態(tài)的慣性：隨著經(jīng)濟(jì)活躍度的提高，通貨膨脹也會(huì)隨之上升，當(dāng)通貨膨脹達(dá)到預(yù)警水平時(shí)，并不會(huì)自動(dòng)停止上升，而是會(huì)憑借慣性繼續(xù)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(jīng)濟(jì)也因此會(huì)由熱轉(zhuǎn)冷，其結(jié)果必然會(huì)加劇經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)。

3.總需求曲線估計(jì)結(jié)果

總需求曲線的普通最小二乘估計(jì)為：

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

產(chǎn)出增長率缺口的系數(shù)估計(jì)值為0.47，說明經(jīng)濟(jì)增長存在較強(qiáng)的慣性，這與我國經(jīng)濟(jì)規(guī)模大密切相關(guān)。真實(shí)利率的反應(yīng)系數(shù)為-0.18，廣義貨幣供應(yīng)量增長率系數(shù)僅為0.098，表明貨幣供應(yīng)量對于實(shí)際產(chǎn)出的影響較弱。進(jìn)一步的殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)表明，總需求曲線也是平穩(wěn)的（表4）。

表4總需求曲線的殘差A(yù)DF檢驗(yàn)

變量ADF檢驗(yàn)檢驗(yàn)類型（c，t，k）臨界值（5%）Prob.

殘差項(xiàng)-9.088 509（0，0，0）-1.945 5250.000 0

4.貨幣政策對通貨膨脹動(dòng)態(tài)的影響

為了檢驗(yàn)貨幣政策對通貨膨脹動(dòng)態(tài)的影響，我們將式（8）帶入式（7），經(jīng)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(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)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(chǎn)出增長率缺口和虛擬變量系數(shù)不太顯著外，其余系數(shù)均為統(tǒng)計(jì)顯著的。模型的擬合優(yōu)度R2=0.898 7表明模型擬合效果較好。

與總供給曲線的估計(jì)結(jié)果相比，通貨膨脹慣性似乎變小了，這是因?yàn)橥ㄘ浥蛎洃T性被利率以及貨幣供應(yīng)量本身的慣性所取代。在該模型中，我們引入了兩個(gè)貨幣政策工具：一個(gè)是利率，另一個(gè)是貨幣供應(yīng)量。在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，這兩個(gè)貨幣政策工具的確在同時(shí)發(fā)生作用。利率的系數(shù)為負(fù)，表明提高利率可以降低通貨膨脹率；貨幣供應(yīng)量系數(shù)為正，說明增加貨幣供給會(huì)加劇通貨膨脹；這與通常的經(jīng)濟(jì)理論是一致的。

利率工具在發(fā)生作用時(shí)，需要先抵消由于貨幣供應(yīng)量增長造成的影響。通過圖5可以發(fā)現(xiàn)，利率變動(dòng)相對而言比較平穩(wěn)，貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹波動(dòng)呈現(xiàn)出一致性。一方面說明，我國的通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量密切相關(guān)，通貨膨脹總是表現(xiàn)為一種貨幣現(xiàn)象，通貨膨脹與貨幣的過度發(fā)行正相關(guān)；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(dòng)態(tài)的影響有限。

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

五、結(jié)論與建議

在通貨膨脹動(dòng)態(tài)演進(jìn)系統(tǒng)中，通貨膨脹慣性具有內(nèi)生性，外生貨幣政策沖擊對通貨膨脹的影響必然會(huì)受到通貨膨脹慣性和持續(xù)性的制約。純前瞻性新凱恩斯菲利普斯曲線不包含內(nèi)在的通貨膨脹慣性，當(dāng)其前通貨膨脹僅受未來通貨膨脹預(yù)期的影響，而與過去通貨膨脹是無關(guān)的，因而無法用來解釋通貨膨脹慣性問題。本文構(gòu)建了一個(gè)包含通貨膨脹粘性假設(shè)的后顧性菲利普斯曲線模型，用來描述通貨膨脹的慣性動(dòng)態(tài)特征，并使用我國1996—2013年的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果表明，我國通貨膨脹呈現(xiàn)較強(qiáng)的慣性，利率和貨幣供應(yīng)量對我國通貨膨脹的影響比較顯著。較強(qiáng)的通貨膨脹慣性意味著刺激經(jīng)濟(jì)的貨幣政策會(huì)導(dǎo)致較高的反通貨膨脹成本。當(dāng)前，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)下滑趨勢明顯。2015年以來，中央銀行多次下調(diào)存款準(zhǔn)備金率以及存貸款基準(zhǔn)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(jīng)濟(jì)政策可能會(huì)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(yīng)該賦予控制通貨膨脹目標(biāo)更高的權(quán)重。眾多西方學(xué)者已經(jīng)形成一致的觀點(diǎn)，價(jià)格水平穩(wěn)定是中央銀行最重要的貨幣政策目標(biāo)。通貨膨脹慣性的下降有助于實(shí)現(xiàn)低而穩(wěn)定的通貨膨脹目標(biāo)。而且，經(jīng)驗(yàn)研究的證據(jù)也表明，通貨膨脹水平低而穩(wěn)定的國家，產(chǎn)出的波動(dòng)性往往也較小。而改善經(jīng)濟(jì)當(dāng)事人對未來通貨膨脹的預(yù)期，增強(qiáng)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(jiān)持“價(jià)格穩(wěn)定”的目標(biāo)，在一定程度相當(dāng)于對公眾做出了一種承諾，從而能夠穩(wěn)定通貨膨脹預(yù)期，進(jìn)而能夠降低通貨膨脹慣性，增強(qiáng)貨幣政策的執(zhí)行效果。

另一方面，應(yīng)將市場型貨幣政策工具作為抑制通貨膨脹的主要手段。當(dāng)通貨膨脹慣性較高時(shí)，為降低通貨膨脹的波動(dòng)，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(xù)性引發(fā)的“通脹恐慌”。我國頻繁使用存款準(zhǔn)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(jīng)濟(jì)的波動(dòng)。因此，我國應(yīng)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(jìn)利率市場化改革進(jìn)程，加快培育更加具有彈性的利率和匯率形成機(jī)制，以拓展央行的利率操作空間，增強(qiáng)貨幣政策的調(diào)控效果，才能實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)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）