王國松

(上海大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200444)

中國式量化寬松政策的產(chǎn)出效應(yīng)與通脹效應(yīng)
——基于價格粘性的簡約宏觀經(jīng)濟(jì)模型

王國松

(上海大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200444)

基于價格粘性的簡約式宏觀經(jīng)濟(jì)模型和利率傳導(dǎo)渠道的理論分析得出，量化寬松具有正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)，實際產(chǎn)出具有負(fù)向的通脹效應(yīng)?；赟VAR模型的累計脈沖響應(yīng)檢驗結(jié)果表明，中國式量化寬松政策存在正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)，實際產(chǎn)出具有負(fù)向通脹效應(yīng)。因此，適度寬松的貨幣政策與減稅政策相結(jié)合有助于中國經(jīng)濟(jì)增速穩(wěn)定與物價穩(wěn)定。

量化寬松；價格粘性；產(chǎn)出與通脹效應(yīng)

王國松.中國式量化寬松政策的產(chǎn)出效應(yīng)與通脹效應(yīng)——基于價格粘性的簡約宏觀經(jīng)濟(jì)模型[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2017(5)：62-69.

一、 引 言

由于傳統(tǒng)貨幣政策受限于政策利率零下限(Zero Lower Bound)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)陷入嚴(yán)重困難之際，貨幣當(dāng)局實施了非常規(guī)的、大規(guī)模的長期資產(chǎn)購買計劃即量化寬松(Quantity Easing)政策，以期實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和物價回暖之調(diào)控目標(biāo)。針對美國金融危機后經(jīng)濟(jì)增速持續(xù)下滑之困境，美國、英國、日本以及歐洲等國家貨幣當(dāng)局相繼實施了量化寬松政策，中國政府也相繼出臺了“調(diào)結(jié)構(gòu)、穩(wěn)增長”的一系列貨幣財政政策，從4萬億元的“一攬子經(jīng)濟(jì)刺激計劃”、巨量的逆回購操作、定向降準(zhǔn)轉(zhuǎn)至2015年之后的短期流動性操作(Short-term Liquidity Operations，SLO)和常設(shè)借款便利(Standing Lending Facility，SLF)、抵押補充貸款(Pledged Supplementary Lending，PSL)、中期借貸便利(Medium-term Lending Facility，MLF)等中國式量化寬松政策。

典型量化寬松的調(diào)控目標(biāo)是鎖定為長期的低利率，為此，貨幣當(dāng)局通過實施非常規(guī)的、大規(guī)模的中長期資產(chǎn)購買計劃。以美國為例，美聯(lián)儲的QE1主要通過購買政府支持企業(yè)(簡稱GSE)、房利美、房地美、聯(lián)邦住房貸款銀行與房地產(chǎn)有關(guān)的直接債務(wù)，以及由兩房、聯(lián)邦政府國民抵押貸款協(xié)會(Ginnie Mae)所擔(dān)保的抵押貸款支持證券(MBS)，以此來“穩(wěn)定”市場；而QE2則通過實施6000億美元購買財政部發(fā)行的長期債券計劃，以壓低長期利率；QE3則是維持現(xiàn)有扭曲操作不變情況下(扭轉(zhuǎn)操作即為賣出短期國債、買入長期國債的操作)，美聯(lián)儲從2012年9月開始，每月采購400億美元的抵押貸款支持證券(MBS)，以使得0～0.25%超低利率的維持期限延長到2015年；QE4則是每月采購450億美元國債來替代扭曲操作，保持了零利率的政策，把利率保持在0到0.25%的極低水平。

與典型量化寬松不同的是，中國式量化寬松政策工具更多的是表現(xiàn)為基礎(chǔ)貨幣投放的寬松，并沒有出現(xiàn)長期低利率的現(xiàn)象，并且貨幣政策操作工具更多為以短期和中期工具為主，其中常設(shè)借貸便利(SLF)是為維持利率走廊上限提供必要的流動性支持；中期借貸便利(MLF)、抵押補充貸款(PSL)兩者成為基礎(chǔ)貨幣投放最穩(wěn)定的渠道。

Palley(2011)[1]認(rèn)為，量化寬松政策的擴(kuò)張效應(yīng)存在五種傳導(dǎo)渠道：(1)利率渠道。即扭轉(zhuǎn)操作影響長期債券利率和利率期限結(jié)構(gòu)；(2)托賓Q渠道。即量化寬松政策的流動性增加，刺激股價上漲，進(jìn)而促進(jìn)投資增加；(3)消費財富效應(yīng)渠道。即由于證券、股票等資產(chǎn)價格上漲而引致的財富效應(yīng)與消費效應(yīng)；(4)預(yù)期通脹效應(yīng)渠道。即量化寬松政策提高了人們的通脹預(yù)期，由此刺激消費和投資的增加；(5)匯率渠道，即量化寬松政策的實施使得市場流動性大幅增加，將直接導(dǎo)致實際匯率下跌，由此刺激出口而抑制進(jìn)口。

Joyce等(2011a)[2]、Meaning和Zhu(2011)[3]、Glick 和 Leduc(2012)[4]；Falagiarda(2013)[5]等研究了英國的量化寬松政策利率期限效應(yīng)；Krishnamurthy和Vissing-Jorgensen(2011)[6]；Gagnon等(2011)[7]、D’Amico等(2012)[8]、Chen等(2012)[9]、Chung等(2012)[10]、Falagiarda(2013)[5]等分析了美國的量化寬松政策利率期限效應(yīng)。上述作者基于事件研究和高頻數(shù)據(jù)的實證研究結(jié)果均證明，英美兩國的量化寬松政策具有較為顯著的利率期限結(jié)構(gòu)效應(yīng)，可以顯著降低長期國債收益率。

鑒于量化寬松的產(chǎn)出效應(yīng)與通脹效應(yīng)的計量檢驗不能運用高頻數(shù)據(jù)，研究者放寬計量檢驗樣本的取值區(qū)間，分別對英美歐的量化寬松政策效應(yīng)進(jìn)行了實證檢驗。Lenza等(2010)[11]、Peersman(2011)[12]運用VAR模型對歐元區(qū)量化寬松政策的產(chǎn)出與通脹效應(yīng)進(jìn)行了實證研究；Baumeister和Benati(2013)[13]運用VAR模型、Chung等(2011)[10]運用FRB/US宏觀經(jīng)濟(jì)模型、Chen等(2012)[9]和Falagiarda(2013)[5]運用DSGE模型對美國進(jìn)行了實證檢驗；Bridges 和 Thomas(2012)[14]、Kapetanios等(2012)[15]運用VAR模型、Joyce等(2011b)[16]、Martin 和 Milas(2012)[17]運用簡約模型(Reduced Model)和SVAR模型；Falagiarda(2013)[5]運用DSGE模型對英國進(jìn)行了實證檢驗。研究結(jié)果均證明，量化寬松政策具有正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)。

由于中國式量化寬松政策并不存在近零利率為政策利率特征，因此，本文以貨幣供給量增速作為中國式量化寬松政策的代理變量，基于價格粘性的簡約宏觀經(jīng)濟(jì)總供求模型和貨幣政策利率傳導(dǎo)機制來闡述中國式量化寬松政策產(chǎn)出效應(yīng)與通脹效應(yīng)的影響機制，并運用SVAR模型對理論分析進(jìn)行了實證檢驗。本文由四部分構(gòu)成，接下來第二部分是理論分析；第三部分是基于SVAR模型的實證分析；第四部分是本文的研究結(jié)論。本文主要創(chuàng)新之處是基于價格粘性的簡約宏觀經(jīng)濟(jì)模型從理論上論證了量化寬松貨幣政策具有正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)，并運用SVAR模型實證檢驗中國式量化寬松政策的產(chǎn)出效應(yīng)與通脹效應(yīng)。

二、 量化寬松政策效應(yīng)：基于價格粘性的簡約宏觀模型分析

Blanchard和Quah(1989)[18]認(rèn)為，宏觀經(jīng)濟(jì)波動的解釋可以分解為貨幣供給變動的需求沖擊和生產(chǎn)率變動的供給沖擊。若將現(xiàn)金余額方程、柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行對數(shù)化處理，并結(jié)合Fischer(1977)[19]、Blanchard和Quah(1989)[18]、王一鳴和趙留彥(2010)[20]簡化式宏觀經(jīng)濟(jì)模型，則可以得到如式(1)至式(4)的簡化式宏觀經(jīng)濟(jì)模型。

實際總需求函數(shù)：

(1)

實際總供給函數(shù)：

(2)

勞動力需求函數(shù)：

nt=-(wt-pt)

(3)

工資決定函數(shù)：

(4)

在上述公式中，m可以理解為來自貨幣供給的需求擾動，θ則可以理解為來自產(chǎn)出的供給擾動，且兩者變動遵循隨機游走，則有：

(5)

(6)

對式(1)和式(2)取一階差分，可得：

(7)

(8)

λΔpt=Δmt-αΔnt-(1-α)Δθt

(9)

將式(3)代入式(9)，經(jīng)整理可得：

(10)

若名義工資波動率等于物價波動率，即Δwt=Δpt；將其帶入式(10)，整理可得：

(11)

(12)

由式(12)可知：量化寬松政策所引致的需求沖擊對通貨膨脹影響具有正向效應(yīng)，由實際產(chǎn)出變動的供給沖擊對通貨膨脹影響具有負(fù)向效應(yīng)。

三、 基于中國數(shù)據(jù)的實證檢驗

(一) 數(shù)據(jù)處理與單位根檢驗

本文選擇了1999年1月至2016年6月期間中國的月度數(shù)據(jù)作為分析對象，數(shù)據(jù)來自于中國國家統(tǒng)計局(http://www.stats.gov.cn/)、中國社會科學(xué)院金融研究所(http://ifb.cass.cn/jrtj/index.asp)等網(wǎng)站的電子數(shù)據(jù)庫。實際產(chǎn)出(rgyz)以實際工業(yè)增加值的月度同比增幅為代理變量，等于實際工業(yè)增加值的月度同比百分值；通貨膨脹(cpi)以消費物價指數(shù)的月度同比增幅為代理變量，等于消費物價指數(shù)的月度同比百分值；中國式量化寬松政策(m2)以廣義貨幣供給的月度同比增幅作為代理變量，等于廣義貨幣供給的月度同比百分值。

表1 單位根檢驗結(jié)果

注：(c，t，n)分別表示單位根檢驗中截距項、時間趨勢和滯后階數(shù)；***表示統(tǒng)計量在1%顯著性水平下顯著，**表示統(tǒng)計量在5%顯著性水平下顯著，*表示統(tǒng)計量在10%顯著性水平下顯著。

本文運用Eviews6.0 軟件的ADF單位根檢驗?zāi)Ｐ蛯嶋H產(chǎn)出、通貨膨脹和貨幣供給等時間序列進(jìn)行了單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示，各變量時間序列的ADF統(tǒng)計量在各臨界水平均不顯著，即存在單位根，是非平穩(wěn)時間序列。各變量時間量序列一階差分的ADF統(tǒng)計量在1%臨界水平均顯著，即各變量時間序列都是一階單整序列，記作I(1)。

(二) 基于VAR模型的格蘭杰因果檢驗與協(xié)整檢驗

由于各變量水平序列為非平穩(wěn)序列，本文選擇各變量的一階差分作為內(nèi)生變量，由yt=(drgyzt,cpit,dm2t)構(gòu)建一組三元的VAR模型。經(jīng)Eviews 6.0軟件運算，依據(jù)LR、AIC、SC和HQ信息量的取值準(zhǔn)則，確定該VAR滯后階數(shù)為三階。經(jīng)對所構(gòu)建的三元三階VAR模型的平穩(wěn)性檢驗，其AR特征多項式所有根模的倒數(shù)均小于1，位于單位圓內(nèi)，滿足VAR模型的平穩(wěn)性要求。

基于VAR模型的格蘭杰因果檢驗的結(jié)果如表2所示：(1)在5%臨界水平上，實際產(chǎn)出(drgyz)是引致通貨膨脹(dcpi)變動的格蘭杰原因，通貨膨脹是引致貨幣供給(dm2)的格蘭杰原因，貨幣供給是引致實際產(chǎn)出變動的格蘭杰原因；(2)貨幣供給不是引致通貨膨脹變動的格蘭杰原因；實際產(chǎn)出不是引致貨幣供給變動的格蘭杰原因，通貨膨脹不是引致實際產(chǎn)出變動的格蘭杰原因。上述格蘭杰因果檢驗較好地支持了理論模型的推論。

表2 基于VAR的格蘭杰因果檢驗(Block Exogeneity Wald Tests)

基于VAR(3)的協(xié)整檢驗表明(表3)，實際產(chǎn)出(drgyz)、通貨膨脹(dcpi)與貨幣供給(dm2)之間的協(xié)整秩r=3，即實際產(chǎn)出與通貨膨脹、貨幣供給之間存在長期協(xié)整關(guān)系，實際產(chǎn)出與通貨膨脹之間以及通貨膨脹與貨幣供給之間均為長期協(xié)整關(guān)系，與理論模型的推論相吻合。

表3 無約束的 Johansen 協(xié)整檢驗

注：*表示在0.05水平拒絕假設(shè)；**表示MacKinnon-Haug-Michelis(1999)P-值。

(二) 基于SVAR的脈沖響應(yīng)與方差分解

由于向量自回歸(VAR)模型是將變量間的當(dāng)期關(guān)系隱含在隨機擾動項之中，并沒有直接給出變量間的當(dāng)期影響關(guān)系。結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型彌補了VAR模型這一缺點，可以給出更加符合經(jīng)濟(jì)理論的約束設(shè)定，避免VAR方法中Cholesky分解引發(fā)內(nèi)生變量排序?qū)Y(jié)果的敏感影響，同時也可以體現(xiàn)變量的同期相關(guān)關(guān)系。本文基于上述緣由選用了SVAR模型實證檢驗貨幣政策的需求沖擊、實際經(jīng)濟(jì)增長的供給沖擊與通貨膨脹之間的結(jié)構(gòu)性影響關(guān)系。

(1)實際經(jīng)濟(jì)增長為實際消費需求和實際投資需求的增函數(shù)，而實際消費需求取決于收入與物價水平，實際投資需求則取決于實際投資成本與實際利潤水平，由此可以推知，通貨膨脹沖擊對實際經(jīng)濟(jì)增長的影響存在一個傳導(dǎo)過程，需要經(jīng)過消費需求和投資需求的傳導(dǎo)途徑而影響實際產(chǎn)出。因此，當(dāng)期通貨膨脹波動的沖擊對當(dāng)期的實際產(chǎn)出不產(chǎn)生影響，即b12=0。在價格粘性下，貨幣供給增減將引致利率超調(diào)，由此導(dǎo)致實際投資需求波動，再通過投資乘數(shù)效應(yīng)引致實際產(chǎn)出波動，因此，實際經(jīng)濟(jì)增長對當(dāng)期貨幣供給波動的沖擊存在滯后性，即b13=0。

(2)由前文的理論分析可知，在短期內(nèi)，由于價格粘性的存在，當(dāng)期物價對于當(dāng)期貨幣數(shù)量變動存在一個滯后性響應(yīng)，因此，當(dāng)期貨幣供給變動引致的需求沖擊對當(dāng)期通貨膨脹不產(chǎn)生影響，即b12=0。對于來自實際經(jīng)濟(jì)增長變動引致的供給沖擊，在總需求不變的情況下，物價與其存在反方向變動關(guān)系，供給增加，物價下跌，即b21≠0。

(3)由貨幣政策的“泰勒規(guī)則”以及貨幣政策最終目標(biāo)的構(gòu)成可知，物價穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)增長成為各國貨幣政策目標(biāo)設(shè)定的最為重要的構(gòu)成與責(zé)任，因此，貨幣政策對來自于通貨膨脹的沖擊以及實際產(chǎn)出的沖擊必然會做出相應(yīng)的響應(yīng)，因此，b31≠0，b32≠0。

基于上述分析，經(jīng)施加上述三個短期約束后的SVAR模型如式(13)所示：

(13)

通過Eviews 6.0軟件，運用完全信息極大似然方法(FIML)分別對SVAR模型的矩陣B進(jìn)行未知參數(shù)估計，估計結(jié)果如表4所示，除b31和b32外，待估參數(shù)的z-統(tǒng)計結(jié)果均比較理想。

即矩陣B為：

(14)

表4 SVAR模型約束矩陣B的未知參數(shù)估計結(jié)果

注釋：Log likelihood=-822.5703。

2．基于SVAR模型的脈沖響應(yīng)。具體如下：

(1)實際產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)。基于SVAR模型的實際產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)結(jié)果表明(圖1)：對于來自貨幣供給的一個標(biāo)準(zhǔn)偏差信息(Innovations)結(jié)構(gòu)性沖擊，實際產(chǎn)出的累積響應(yīng)為一個正向響應(yīng)過程，穩(wěn)定后的響應(yīng)值約為0.41，說明中國式量化寬松具有正向的產(chǎn)出效應(yīng)；而對于來自通貨膨脹的一個標(biāo)準(zhǔn)偏差信息結(jié)構(gòu)性沖擊，累積響應(yīng)為一個負(fù)向響應(yīng)過程，穩(wěn)定后的響應(yīng)值約為-0.85。之所以出現(xiàn)上述脈沖響應(yīng)，因在價格粘性下，貨幣供給的沖擊將會引致利率超調(diào)，降低投資的利息成本，引致投資與實際產(chǎn)出的增加；而通脹對實際產(chǎn)出的沖擊主要通過影響投資實際收益，即在其條件不變情況下，通脹率越高而投資的實際收益率則可能會越低，由此引致實際投資與實際產(chǎn)的方向變動。

圖1 實際產(chǎn)出的累積脈沖響應(yīng)

圖2 通貨膨脹的累積脈沖響應(yīng)

圖3 貨幣供給的累積脈沖響應(yīng)

(2)通貨膨脹的脈沖響應(yīng)。基于SVAR模型的通貨膨脹脈沖響應(yīng)結(jié)果表明(圖2)：對于來自貨幣供給殘差的一個標(biāo)準(zhǔn)偏差信息結(jié)構(gòu)性沖擊，通貨膨脹的累積脈沖響應(yīng)為一個正向相應(yīng)過程，穩(wěn)定后的響應(yīng)值約為0.24，即中國式量化寬松政策具有正向的通貨膨脹效應(yīng)；對于來自實際產(chǎn)出(drgyz)殘差的一個標(biāo)準(zhǔn)偏差信息結(jié)構(gòu)性沖擊，通貨膨脹的累積響應(yīng)也是一個先負(fù)后正的響應(yīng)過程，穩(wěn)定后的響應(yīng)值約為0.17。之所以通脹對實際產(chǎn)出沖擊的脈沖響應(yīng)先負(fù)后正的響應(yīng)過程，是因為產(chǎn)出增加即供給的增加，在其他條件不變的情況下，價格將隨之下跌；但是產(chǎn)出的增加，則意味著實際收入的增加，由此將引致需求增加，進(jìn)而引致物價的上漲。

(3)貨幣供給的脈沖響應(yīng)?；赟VAR模型的貨幣供給的脈沖響應(yīng)結(jié)果表明(圖3)：對于來自通貨膨脹的一個標(biāo)準(zhǔn)偏差信息結(jié)構(gòu)性沖擊，貨幣供給的累積響應(yīng)為一個負(fù)向響應(yīng)過程，穩(wěn)定后的響應(yīng)值約為-1.23；對于來自實際產(chǎn)出的一個標(biāo)準(zhǔn)偏差信息結(jié)構(gòu)性沖擊，貨幣供給的累積響應(yīng)為一個先正后負(fù)的累積響應(yīng)過程，穩(wěn)定后的響應(yīng)值約為-0.31。由此說明，中國貨幣政策為相機抉擇的逆周期操作。

綜上所述，基于SVAR模型的脈沖響應(yīng)的檢驗結(jié)果較好地支持了理論模型所推論的結(jié)論，即由于短期內(nèi)價格粘性的存在，中國式量化寬松政策具有正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通貨膨脹效應(yīng)，實際產(chǎn)出沖擊對通貨膨脹具有負(fù)向效應(yīng)，而通貨膨脹的沖擊對實際產(chǎn)出具有正向效應(yīng)。

3． 基于SVAR模型的方差分解。表5為基于SVAR模型的方差分解結(jié)果。在趨于穩(wěn)定后，基于SVAR模型的方差分解結(jié)果表明：第一，對于通貨膨脹的波動，實際產(chǎn)出結(jié)構(gòu)性沖擊的貢獻(xiàn)度約為26.05%，貨幣供給(dm2)結(jié)構(gòu)性沖擊的貢獻(xiàn)度約為2.91%；第二，對于實際產(chǎn)出的波動，貨幣供給結(jié)構(gòu)性沖擊貢獻(xiàn)度約為2.48%，通貨膨脹結(jié)構(gòu)性沖擊約為4.39%；第三，對于貨幣供給的波動，實際產(chǎn)出結(jié)構(gòu)性沖擊的貢獻(xiàn)度約為3.03%，通貨膨脹結(jié)構(gòu)性的貢獻(xiàn)度約為14.66%。由此可見，方差分析結(jié)果同樣較好地支持了前文的理論分析結(jié)論。

表5 基于SVAR的方差分解

四、 結(jié)論與政策含義

由基于價格粘性的簡約宏觀經(jīng)濟(jì)模型分析可知，由于價格粘性的存在，貨幣供給增加可以引致利率超調(diào)，由此刺激投資需求和消費需求，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，量化寬松政策具有正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)。

基于SVAR模型累計脈沖響應(yīng)結(jié)果表明，中國式量化寬松政策存在正向的產(chǎn)出效應(yīng)和通脹效應(yīng)，實際產(chǎn)出具有負(fù)向通脹效應(yīng)，通脹具有負(fù)向的產(chǎn)出效應(yīng)。

中國目前經(jīng)濟(jì)仍舊比較低迷，經(jīng)濟(jì)增長下行的壓力還是比較大；另一方面，我國物價水平開始復(fù)蘇，2017年1月份，我國CPI同比上漲2.5%，創(chuàng)2014年6月來新高。由此決定了中國貨幣政策的選擇不宜像以前那樣過于寬松，否則將會加劇通脹壓力和資產(chǎn)泡沫，但是緊縮貨幣政策則會使得經(jīng)濟(jì)增長的下行壓力更大?；谏鲜龇治?，我國當(dāng)前貨幣政策似乎應(yīng)采取適度寬松的貨幣政策，同時，我國政府正在積極推行供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，這意味著在“十三五”期間，中國政府既要防止中國通脹壓力增加和經(jīng)濟(jì)增速持續(xù)下滑，又要調(diào)整結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與升級。而僅僅依靠中國式量化寬松的貨幣政策恐怕難以達(dá)到理想效果，必須充分發(fā)揮稅收政策的總量調(diào)整效應(yīng)和結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)。因此，為實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、物價穩(wěn)定和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級，適度寬松的貨幣政策與適度寬松的減稅政策相結(jié)合是中國當(dāng)前較為理想的政策選擇。

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Output and Inflation Effects of Chinese-style Quantitative Easing Policy： The Reduced Macroeconomic Model based on Price Stickiness

WANG Guo-song

(SchoolofEconomics,ShanghaiUniversity,Shanghai200444,China)

With the reduced macroeconomic model and the interest rate transmission channel based on price stickiness, the theoretical analysis shows that the quantitative easing policy can create positive output effect and the inflation effect. The real output can create the negative inflation effect. By SVAR model, the empirical test of accumulated response turns out that Chinese-style quantitative easing policy has positive effects on output and inflation, and the real output has the negative inflation effect. For those reasons, the moderately ease monetary policy and tax cuts are benefitial to economy stability and price stability in China.

quantitative easing; price stickiness; effects of output and inflation

(責(zé)任編輯 畢開鳳)

2016-11-24

上海市教委科研創(chuàng)新重點項目“異質(zhì)性約束下貨幣政策非對稱產(chǎn)業(yè)效應(yīng)及其與財政政策協(xié)調(diào)的研究”(14ZS091)

王國松，男，教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事貨幣金融理論與政策研究。

F820.5

A

1000-2154(2017)05-0062-08

10.14134/j.cnki.cn33-1336/f.2017.05.006