混合預(yù)期增廣的Phillips曲線與中國最優(yōu)貨幣政策規(guī)則
——基于SVAR模型的實(shí)證研究

艾洪德，郭 凱

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院/應(yīng)用金融研究中心，遼寧 大連 116025)

中國經(jīng)濟(jì)在經(jīng)歷了2008年的探底之后，從2008年底的谷底開始迅速反彈，但隨之而來的是通脹率也迅速上升，到2011年3月，CPI通脹率達(dá)到6.27%，RPI通脹率更是達(dá)到6.03%，持續(xù)攀升的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)加深了社會(huì)公眾和理論界對(duì)未來通脹持續(xù)上升的擔(dān)憂。為應(yīng)對(duì)不斷上漲的通脹率，人民銀行不得不采取緊縮的貨幣政策，并于2011年首次將穩(wěn)定通脹預(yù)期、控制通脹率作為貨幣政策的首要目標(biāo)，且公布了全年調(diào)控通脹率的目標(biāo)區(qū)間，但這樣一來，勢(shì)必要以降低GDP增速為代價(jià)，因而貨幣政策陷入兩難境地。一個(gè)更加尷尬的結(jié)果可能是通脹率沒有降低而產(chǎn)出缺口下降，這意味著通脹率與產(chǎn)出缺口的權(quán)衡關(guān)系失效，導(dǎo)致貨幣政策可能產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)的不確定性。問題的關(guān)鍵在于反映通脹率與產(chǎn)出缺口權(quán)衡關(guān)系的Phillips曲線，Phillips曲線作為貨幣政策的主要傳導(dǎo)機(jī)制，其有效與否直接影響貨幣政策的有效性。自然的問題便是，中國Phillips曲線具有怎樣的特征?在中國Phillips曲線的傳導(dǎo)機(jī)制下，貨幣當(dāng)局的最優(yōu)貨幣政策規(guī)則是怎樣的?最優(yōu)貨幣政策規(guī)則的效果如何，以及中國Phillips曲線的特征對(duì)政策規(guī)則有效性會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響?本文正是基于上述問題展開研究的。

一、文獻(xiàn)綜述

Phillips曲線用以衡量通脹與產(chǎn)出缺口之間關(guān)系以及刻畫通脹短期動(dòng)態(tài)過程，是新凱恩斯基準(zhǔn)模型的一個(gè)基本方程，它與IS曲線方程一同反映貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制。新凱恩斯主義學(xué)派的經(jīng)濟(jì)學(xué)家們一直致力于研究如何將公眾預(yù)期附加到傳統(tǒng)的Phillips曲線中，以反駁理性預(yù)期學(xué)派“貨幣政策無效”的觀點(diǎn)，其中，代表性文獻(xiàn)包括 Fischer［1］、Taylor［2］、Calvo［3］、Fuhrer 和 Moore［4］、Gali 和Gertler［5］以及Giannoni和Woodford［6-7］等。新凱恩斯學(xué)派認(rèn)為，即使公眾存在理性預(yù)期，但短期內(nèi)價(jià)格和工資仍然存在粘性，因而市場(chǎng)無法持續(xù)出清，名義總需求變動(dòng)存在短期非中性，產(chǎn)出缺口與通脹之間存在交替關(guān)系。在傳統(tǒng)的Phillips曲線中引入通脹預(yù)期有兩種方式，即適應(yīng)性預(yù)期或向后搜索的通脹預(yù)期和理性預(yù)期或向前搜索的通脹預(yù)期。兩種預(yù)期增廣的Phillips曲線的內(nèi)涵截然不同。首先，適應(yīng)性預(yù)期增廣的Phillips曲線可以視為通脹率的一個(gè)AR方程，因而可以解釋經(jīng)濟(jì)中廣泛存在的通脹持續(xù)性現(xiàn)象和貨幣政策效應(yīng)的滯后性與漸進(jìn)性，理性預(yù)期增廣的Phillips曲線卻無法解釋通脹慣性和貨幣政策沖擊 (特別是對(duì)通脹)的滯后性［4-8］。其次，兩種預(yù)期增廣的Phillips曲線對(duì)不同時(shí)期的產(chǎn)出缺口與通脹率的關(guān)系的解釋是不一致的，理性預(yù)期增廣的Phillips曲線意味著通脹率先于產(chǎn)出缺口變化而變化。近期研究則試圖混合兩種預(yù)期方式，逐漸形成以工資—價(jià)格粘性和信息粘性、理性預(yù)期以及適應(yīng)性預(yù)期為假設(shè)前提的混合預(yù)期增廣的Phillips曲線。理論文獻(xiàn)中混合兩種預(yù)期方式大致有三種途徑:一是基于粘性工資—價(jià)格理論;二是基于粘性信息理論;三是將兩者理論相融合。

Phillips曲線不僅可以反應(yīng)通貨膨脹的動(dòng)態(tài)特征，而且可以刻畫貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，貨幣當(dāng)局通過調(diào)整政策工具影響產(chǎn)出缺口，進(jìn)而通過改變產(chǎn)出缺口影響通貨膨脹，從而實(shí)現(xiàn)貨幣政策最終目標(biāo)的穩(wěn)定。因此，新凱恩斯經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始基于Phillips曲線構(gòu)建用于貨幣政策分析的模型框架，并在這一新凱恩斯主義模型框架內(nèi)探討最優(yōu)的貨幣政策規(guī)則及其相應(yīng)的貨幣政策效應(yīng)。

King等［9］將動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型 (DSGE)中的最優(yōu)消費(fèi)決策歐拉方程 (Eulor Equation)和壟斷競(jìng)爭(zhēng)廠商均衡定價(jià)決策方程進(jìn)行泰勒線性展開并取其一階線性泰勒展開式，其中前者作為IS曲線或總需求曲線的近似方程，后者作為Phillips曲線或總供給曲線的近似方程，這樣，新凱恩斯經(jīng)濟(jì)學(xué)家就將DSGE模型轉(zhuǎn)化成近似線性化的線性理性預(yù)期模型 (LRE)。在LRE模型框架內(nèi)，以累加折舊的二次損失函數(shù)作為經(jīng)濟(jì)變量 (產(chǎn)出缺口和通貨膨脹率)實(shí)際值偏離目標(biāo)值的目標(biāo)損失函數(shù)，利用IS曲線及其變形和Phillips曲線及其變形作為約束條件來刻畫貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，可以推導(dǎo)出基于Phillips曲線的最優(yōu)貨幣政策規(guī)則。LRE模型簡(jiǎn)化了貨幣政策規(guī)則的分析框架，并且可以使其相對(duì)容易地?cái)U(kuò)展至更為復(fù)雜的情形，可以使經(jīng)濟(jì)學(xué)家研究各種約束條件下的最優(yōu)貨幣政策規(guī)則，例如利率平滑約束、通脹慣性約束、非對(duì)稱性約束和流動(dòng)性過剩約束等。Giannoni和Woodford［6-7］在LRE模型框架內(nèi)推導(dǎo)出通脹慣性約束下的最優(yōu)利率規(guī)則，其中通脹慣性約束方程為一階滯后混合預(yù)期增廣的Phillips曲線;Eric［10］則分析了理性預(yù)期增廣的非線性Phillips曲線約束下的最優(yōu)通脹目標(biāo)規(guī)則。

國內(nèi)學(xué)者也對(duì)中國Phillips曲線和貨幣政策規(guī)則進(jìn)行了研究，代表性文獻(xiàn)可以區(qū)分為兩類:一類研究側(cè)重于泰勒規(guī)則、前瞻性利率規(guī)則或其他貨幣政策規(guī)則，主要是考察哪種規(guī)則形式更加符合中國貨幣政策的操作方式，以及在這種政策規(guī)則下，單一的貨幣政策沖擊的效果。謝平和羅雄［11］考察了泰勒規(guī)則對(duì)中國貨幣政策的適應(yīng)性;趙進(jìn)文和高輝［12］考察了基于匯率的LWW政策規(guī)則及其政策效果;陸軍和鐘丹［13］則考察了一個(gè)前瞻性的利率規(guī)則。另一類研究側(cè)重于Phillips曲線特別是混合Phillips曲線的形式，主要是考察通脹預(yù)期的形成方式、通脹慣性以及通貨膨脹的其他動(dòng)態(tài)特征 (如通貨膨脹的區(qū)制轉(zhuǎn)移特征和結(jié)構(gòu)突變特征)。劉金全等［14］利用狀態(tài)空間區(qū)制轉(zhuǎn)移模型研究了中國Phillips曲線特征和通貨膨脹動(dòng)態(tài)過程;楊繼生［15］研究表明中國通貨膨脹的動(dòng)態(tài)性質(zhì)具有短期新凱恩斯混合Phillips曲線的典型特征;李昊和王少平［16］在蘊(yùn)含微觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的結(jié)構(gòu)混合Phillips曲線框架內(nèi)研究了中國通貨膨脹預(yù)期的結(jié)構(gòu)和性質(zhì)。這些研究均表明，中國通貨膨脹在一定程度上具有慣性特征，中國通貨膨脹預(yù)期同時(shí)具有理性預(yù)期和適應(yīng)性預(yù)期，中國Phillips曲線具有混合預(yù)期增廣的Phillips曲線的典型特征。

本文試圖在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，在基準(zhǔn)LRE模型框架內(nèi)，引入混合預(yù)期增廣的高階滯后Phillips曲線，進(jìn)而推導(dǎo)出最優(yōu)貨幣政策規(guī)則。進(jìn)一步，本文還試圖基于SVAR模型對(duì)中國最優(yōu)貨幣政策規(guī)則進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)和沖擊響應(yīng)分析，最終提出關(guān)于中國如何實(shí)行最優(yōu)貨幣政策規(guī)則、如何管理通脹的政策建議。本文創(chuàng)新性體現(xiàn)在兩個(gè)方面:一是在完全時(shí)間一致性標(biāo)準(zhǔn)［17］以及Giannoni和Woodford［6-7］的通脹慣性LRE模型的基礎(chǔ)上，推導(dǎo)出基于混合預(yù)期增廣的高階滯后Phillips曲線的最優(yōu)貨幣政策規(guī)則的“混合”形式;二是在考察中國混合Phillips曲線形式和通脹慣性特征的基礎(chǔ)上，在貨幣當(dāng)局實(shí)施“混合”貨幣政策規(guī)則的前提下，利用2000年1月—2011年3月的季度數(shù)據(jù)和SVAR模型，進(jìn)一步考察產(chǎn)出缺口、通脹率以及短期名義利率對(duì)需求 (擾動(dòng))沖擊、供給 (擾動(dòng))沖擊和貨幣政策(擾動(dòng))沖擊的廣義沖擊響應(yīng)路徑和結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)路徑，以檢驗(yàn)“混合”貨幣政策規(guī)則的政策效果。

二、模型構(gòu)建

1.基準(zhǔn)LRE模型

基準(zhǔn)LRE模型包括目標(biāo)函數(shù)和約束條件?；鶞?zhǔn)LRE模型的目標(biāo)函數(shù)為考慮均衡利率的二次隨機(jī)累加折舊社會(huì)損失函數(shù)，在完全時(shí)間一致性標(biāo)準(zhǔn)下，社會(huì)貼現(xiàn)因子被設(shè)定為1，因而目標(biāo)函數(shù)具有如下隨機(jī)穩(wěn)態(tài)形式［17］:

其中，yt為實(shí)際產(chǎn)出水平偏離均衡產(chǎn)出水平的百分比 (即產(chǎn)出缺口)，πt為通脹率，it為短期名義利率，y*(y*≥0)為產(chǎn)出缺口的目標(biāo)水平，π*為通脹率的目標(biāo)水平且通常簡(jiǎn)化為0，i*為短期名義利率的均衡值，參數(shù)γy為貨幣當(dāng)局對(duì)實(shí)際產(chǎn)出偏離其目標(biāo)水平的意愿程度，參數(shù)γi為貨幣當(dāng)局對(duì)名義利率偏離其均衡水平的意愿程度。

基準(zhǔn)LRE模型的約束條件包含兩個(gè)基本方程，即IS曲線方程和理性預(yù)期增廣的Phillips曲線方程。這兩個(gè)約束條件分別具有如下形式:

其中，εg，t和εu，t均服從白噪聲過程。顯然，(2)式和 (3)式反映了新凱恩斯主義的基本思想，即暫時(shí)的名義價(jià)格剛性會(huì)在短期內(nèi)引起貨幣的非中性。

(2)式是由標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)Eulor方程對(duì)數(shù)線性化得來的，它與傳統(tǒng)的IS曲線方程最大區(qū)別在于當(dāng)期產(chǎn)出不僅取決于利率，而且取決于預(yù)期產(chǎn)出，由于消費(fèi)者具有平滑消費(fèi)的意愿，因而較高的預(yù)期產(chǎn)出會(huì)增加當(dāng)期產(chǎn)出;負(fù)相關(guān)系數(shù)φ0反映了跨期消費(fèi)替代的利率彈性;由于模型沒有投資，因而產(chǎn)出等于消費(fèi)加上一個(gè)外生過程，這一外生過程可以被解釋為政府支出變化或偏好變化，這些外生過程對(duì)Eulor方程的凈影響都被包含在需求沖擊εg，t中。(3)式是對(duì)所有壟斷競(jìng)爭(zhēng)廠商均衡定價(jià)決策的對(duì)數(shù)近似，每一個(gè)廠商都面臨一條對(duì)其差異產(chǎn)品的向下傾斜的需求曲線;產(chǎn)品價(jià)格存在Calvo粘性，即只允許一部分廠商調(diào)整其產(chǎn)品價(jià)格;產(chǎn)品價(jià)格的動(dòng)態(tài)特征體現(xiàn)了通貨膨脹與產(chǎn)出的短期權(quán)衡的關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為λ;生產(chǎn)邊際成本的外生移動(dòng)都被包含在供給沖擊εu，t中。

LRE模型的最優(yōu)解即為最優(yōu)貨幣政策規(guī)則。由于LRE模型的目標(biāo)函數(shù)是二次損失函數(shù)，約束條件均為線性方程，因而可以運(yùn)用拉格朗日最優(yōu)化方法求解最優(yōu)貨幣政策規(guī)則，且最優(yōu)貨幣政策規(guī)則是線性的。對(duì)于基準(zhǔn)LRE模型，最優(yōu)貨幣政策規(guī)則具有如下線性形式:

其中，ρ1、ρ2、φ1、ψ1、ψ2為反應(yīng)系數(shù)，εi，t為貨幣政策沖擊。顯然，形如 (4)式的利率規(guī)則是目標(biāo)經(jīng)濟(jì)變量的線性函數(shù)，利率規(guī)則是內(nèi)生反應(yīng)規(guī)則。φ1＞1意味著名義利率對(duì)通脹率的反應(yīng)是積極的，0＜φ1＜1意味著名義利率對(duì)通脹率的反應(yīng)是消極的，φ1＜0意味著名義利率對(duì)通脹率的反應(yīng)是超消極的。同理可以應(yīng)用于名義利率對(duì)產(chǎn)出缺口的反應(yīng)。

2.基于混合預(yù)期增廣的高階滯后Phillips曲線的LRE模型

在新凱恩斯模型中，適應(yīng)性預(yù)期是混合Phillips曲線得以推導(dǎo)的微觀基礎(chǔ)，因此，混合Phillips曲線的函數(shù)形式就取決于對(duì)適應(yīng)性預(yù)期價(jià)格的函數(shù)形式的設(shè)定。Gali和Gertler［5］在結(jié)構(gòu)模型框架中，認(rèn)為適應(yīng)性預(yù)期價(jià)格水平取決于通貨膨脹率的一階滯后項(xiàng)，最終推導(dǎo)出來的混合Phillips曲線也僅包含通脹率的一階滯后項(xiàng)。后續(xù)研究對(duì)此提出了質(zhì)疑。Roberts［18］認(rèn)為，由于公眾預(yù)期并非完全理性，Phillips曲線中附加理性預(yù)期的通脹率總是存在度量誤差，因而需引入通脹率的滯后項(xiàng)，為避免非完全理性的誤差影響，Roberts建議引入通脹率的高階滯后項(xiàng)。Zhang等［19］則進(jìn)一步從廠商定價(jià)的角度為Phillips曲線中的通脹率的高階滯后動(dòng)態(tài)特征提供了微觀行為基礎(chǔ)，認(rèn)為廠商當(dāng)期定價(jià)的依據(jù)并非僅是通脹率的最近滯后項(xiàng)，而是通脹率所有滯后項(xiàng)的加權(quán)平均。相關(guān)實(shí)證研究也考慮了通脹率的高階滯后特征，Gordon［20］將通脹率的滯后項(xiàng)階數(shù)設(shè)為24個(gè)季度，楊繼生［15］則依據(jù)實(shí)證結(jié)果，將通脹率的動(dòng)態(tài)滯后調(diào)整階數(shù)設(shè)為2個(gè)季度。鑒于此，本文設(shè)定混合預(yù)期增廣的Phillips曲線具有如下結(jié)構(gòu)化的高階滯后形式:

其中，λ、β、δb，j為結(jié)構(gòu)參數(shù)。λ含義同 (3)式，反映了Phillips曲線的本質(zhì)。β值為私人貼現(xiàn)因子，反映了Phillips曲線理性預(yù)期增廣的特點(diǎn)，β值越大，廠商與公眾理性預(yù)期和向前看的特征越顯著，貨幣政策的前瞻性應(yīng)當(dāng)越強(qiáng)，貨幣當(dāng)局越應(yīng)重視通脹預(yù)期管理。δb，j反映了通脹慣性對(duì)通脹的影響，因而其值通常也大于零，這也為本文選擇通脹率的滯后階數(shù)提供了判別標(biāo)準(zhǔn)，即選擇滯后階數(shù)k=k*，k*滿足)且)。同時(shí)則可以作為通脹慣性的度量指標(biāo)，其值越大，通脹慣性越強(qiáng)，廠商與公眾適應(yīng)性預(yù)期和向后看的特征越顯著，貨幣政策的時(shí)滯效應(yīng)越強(qiáng)，貨幣當(dāng)局應(yīng)減少貨幣政策的調(diào)整頻率，進(jìn)而將貨幣政策的重點(diǎn)轉(zhuǎn)向治理通脹慣性方面。

基于混合預(yù)期增廣的高階滯后Phillips曲線的LRE模型就是在基準(zhǔn)LRE模型的基礎(chǔ)上，將 (3)式替換為 (5)式，進(jìn)而給出基于混合 Phillips曲線的最優(yōu)貨幣政策規(guī)則。借鑒 Giannoni和Woodford［7］對(duì)LRE模型通脹慣性約束條件的設(shè)定，本文也相應(yīng)地對(duì)混合Phillips曲線 (5)式做出修正，且具有如下函數(shù)形式:

其中，參數(shù) λy、βπ、α1、α2、…、αk()應(yīng)滿足如下k+2個(gè)方程組:

在完全時(shí)間一致性標(biāo)準(zhǔn)下，基于混合預(yù)期增廣的高階滯后Phillips曲線的LRE模型的目標(biāo)函數(shù)具有如下隨機(jī)穩(wěn)態(tài)形式:

LRE系統(tǒng) (7)式、(2)式、(6)式的最優(yōu)貨幣政策規(guī)則具有如下線性形式:

其中，ρ1、ρ2、κ1、κ2、φ1、…、φk+1、ψ1、ψ2為反應(yīng)系數(shù)，εi，t為貨幣政策沖擊。

比較 (4)式和 (8)式，貨幣政策規(guī)則 (8)式呈現(xiàn)出兩個(gè)顯著特點(diǎn)。首先，前瞻性正向特征。預(yù)期通脹率和預(yù)期產(chǎn)出缺口均出現(xiàn)在利率反應(yīng)規(guī)則中，且反應(yīng)系數(shù)κ1和κ2均大于零，這意味著預(yù)期通脹率或預(yù)期產(chǎn)出缺口上升，貨幣當(dāng)局應(yīng)當(dāng)提高短期名義利率，這反映了貨幣政策規(guī)則的前瞻性特征和理性預(yù)期在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的關(guān)鍵作用。在高通脹背景下，穩(wěn)定通脹成為貨幣政策的重中之重，在混合Phillips曲線中，通脹預(yù)期上升會(huì)使Phillips曲線外移，從而降低產(chǎn)出缺口與通脹率的短期權(quán)衡的關(guān)系，導(dǎo)致貨幣政策效果下降，因而貨幣當(dāng)局應(yīng)當(dāng)對(duì)通脹預(yù)期上升做出正向的反應(yīng)，也相應(yīng)提高短期名義利率。同時(shí)，為防止通脹預(yù)期過高以致自我實(shí)現(xiàn)，貨幣當(dāng)局還應(yīng)采取一定措施，例如增強(qiáng)貨幣政策操作的透明度、獨(dú)立性以及公開承諾通脹率的目標(biāo)區(qū)間，來穩(wěn)定通脹預(yù)期。其次，通脹慣性負(fù)向特征。通脹率的高階滯后項(xiàng)也出現(xiàn)在利率反應(yīng)規(guī)則中，但當(dāng)期通脹率反應(yīng)系數(shù)與滯后通脹率反應(yīng)系數(shù)的符號(hào)不同。當(dāng)期通脹率的反應(yīng)系數(shù)φ1＞0，這表明當(dāng)期通脹率上升，短期名義利率也上升，在高通脹背景下，貨幣當(dāng)局為穩(wěn)定通脹會(huì)采用更加積極的政策規(guī)則，此時(shí)當(dāng)期通脹率上升，短期名義利率會(huì)以更高比例的幅度上升。因此，在高通脹慣性背景下，貨幣當(dāng)局應(yīng)減少貨幣政策的調(diào)整頻率，進(jìn)而將貨幣政策的重點(diǎn)轉(zhuǎn)向治理通脹慣性方面，例如增強(qiáng)貨幣政策的信譽(yù)度、透明度以及降低信息不對(duì)稱。

三、計(jì)量模型與變量

1.計(jì)量模型設(shè)定:SVAR

基于混合預(yù)期增廣的高階滯后Phillips曲線的LRE模型可以作為一個(gè)聯(lián)立方程系統(tǒng)進(jìn)行估計(jì)。聯(lián)立方程系統(tǒng)作為以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)對(duì)變量關(guān)系進(jìn)行描述的模型，其所使用的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法屬于結(jié)構(gòu)性方法。但這種結(jié)構(gòu)性方法并不足以對(duì)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系提供一個(gè)嚴(yán)密的說明，而且當(dāng)內(nèi)生變量出現(xiàn)在方程的左端和右端時(shí)，結(jié)構(gòu)系統(tǒng)的估計(jì)和推斷就變得非常復(fù)雜。為克服這一問題，本文試圖將聯(lián)立方程系統(tǒng)轉(zhuǎn)化為一種非結(jié)構(gòu)化的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型 (SVAR)，并在這一非結(jié)構(gòu)化的多方程模型基礎(chǔ)上進(jìn)行實(shí)證分析。

將IS曲線方程 (2)式、混合預(yù)期增廣的高階滯后Phillips曲線 (5)式、最優(yōu)貨幣政策規(guī)則(8)式組成的LRE系統(tǒng)轉(zhuǎn)化為SVAR系統(tǒng)。這就涉及到 (5)式和 (8)式中對(duì)k*的取值。通過對(duì)(5)式進(jìn)行GMM估計(jì)，①限于篇幅，這里沒有給出GMM具體估計(jì)結(jié)果，其中工具變量為1-4階滯后CPI通脹率、CPI通脹預(yù)期、當(dāng)期產(chǎn)出缺口、產(chǎn)出缺口預(yù)期和一階滯后產(chǎn)出缺口。結(jié)果顯示:當(dāng)k*=1時(shí)，滯后調(diào)整系數(shù)估計(jì)值顯著大于零;當(dāng)k*=2時(shí)，滯后調(diào)整系數(shù)估計(jì)值也顯著大于零，但二階滯后系數(shù)估計(jì)值小于一階滯后系數(shù)估計(jì)值;當(dāng)k*=3時(shí)，一階滯后和二階滯后系數(shù)估計(jì)值顯著大于零，但三階滯后系數(shù)值顯著小于零，三階滯后系數(shù)為-0.4120。依據(jù)本文對(duì)混合Phillips曲線滯后階數(shù)的選擇標(biāo)準(zhǔn)，本文選擇k*=2，這表明中國通脹的持續(xù)性大致為2年，這與張成思和楊繼生的觀點(diǎn)基本一致。因此，有SVAR系統(tǒng):

SVAR系統(tǒng) (9)式的向量中包含7個(gè)內(nèi)生變量，這意味著要識(shí)別 (9)式，至少需要施加21個(gè)約束條件。本文這里采用短期約束的第二種約束形式，即由經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)給出的具體參數(shù)值建立短期約束。(9)式的A-B型約束形式為:

其中，A為7×7的單位矩陣，B為SVAR的7×7的結(jié)構(gòu)因子矩陣，且:

其中，C(1)、C(2)、…、C(12)為矩陣B的待估計(jì)的12個(gè)參數(shù)，顯然，對(duì)矩陣A和B賦值元素的個(gè)數(shù)大于21。因此，在結(jié)構(gòu)式 (10)式的短期約束下，SVAR系統(tǒng) (9)式可以被識(shí)別。

2.變量與數(shù)據(jù)

本文實(shí)證分析涉及到的變量包括GDP缺口、通脹率和短期名義利率。本文選擇2000年1月—2003年3月共47個(gè)季度數(shù)據(jù)作為樣本量，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

(1)GDP缺口

理論界對(duì)GDP缺口的估計(jì)方法主要有兩類:一類是Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)法。另一類是對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的時(shí)間序列進(jìn)行分解，包括線性趨勢(shì)、HP濾波和卡爾曼濾波 (單變量與多變量狀態(tài)空間)。本文采用加入虛擬變量的線性趨勢(shì)方法，以平滑GDP的季節(jié)波動(dòng)。為消除通脹影響，將名義季度GDP轉(zhuǎn)化為實(shí)際值，同時(shí)采用X12方法對(duì)實(shí)際GDP進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整。

在構(gòu)建線性趨勢(shì)模型估計(jì)潛在GDP時(shí)，主要考慮三點(diǎn):首先，考慮到實(shí)際GDP表現(xiàn)出較強(qiáng)的季度波動(dòng)特點(diǎn)，用線性估計(jì)時(shí)，需加入三個(gè)虛擬變量［11］D1、D2和D3。其次，因變量選擇實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)值，這樣可以直接將殘差項(xiàng)作為GDP缺口的一致估計(jì)值。最后，實(shí)際GDP和潛在GDP可能是非平穩(wěn)序列，實(shí)證檢驗(yàn)表明線性趨勢(shì)模型存在AR(1)序列相關(guān)，在回歸元嚴(yán)格外生的假定下，還需要對(duì)原模型進(jìn)行校正，校正模型的參數(shù)估計(jì)采用可行廣義最小二乘法 (FGLS)進(jìn)行估計(jì)。

(2)通脹率

通脹率的衡量通常有兩種方法，即消費(fèi)者價(jià)格指數(shù) (CPI)和商品零售價(jià)格指數(shù) (RPI)，兩者最主要的區(qū)別是消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)將服務(wù)價(jià)格計(jì)算在內(nèi)。本文選擇CPI來衡量通脹率，主要因?yàn)?首先，RPI剔除了服務(wù)價(jià)格水平，不足以反映一般價(jià)格水平的變化，CPI能更全面地反映中國物價(jià)變化的程度。其次，CPI與GDP關(guān)聯(lián)度更高。最后，CPI相對(duì)于RPI數(shù)據(jù)更容易獲得，在2000年之前，中國官方只公布CPI的月度與年度同比數(shù)據(jù)，月度環(huán)比數(shù)據(jù)不可得;從2000年開始，國家信息中心經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)部發(fā)布《中國數(shù)據(jù)分析》，開始公布2000年1月以來的CPI的環(huán)比數(shù)據(jù)。由于本文得到的CPI數(shù)據(jù)是月度數(shù)據(jù)，在計(jì)算中通過三項(xiàng)移動(dòng)平均求出季度CPI數(shù)據(jù)，然后利用公式 (季度CPI-1)×100%即可求出季度通脹率。

(3)短期名義利率

本文借鑒國際上通行的以金融機(jī)構(gòu)間同業(yè)拆借資金價(jià)格作為一國金融市場(chǎng)基準(zhǔn)利率或國際金融市場(chǎng)基準(zhǔn)利率的做法，例如美、英金融市場(chǎng)基準(zhǔn)利率分別為美國聯(lián)邦基金利率和LIBOR，香港金融市場(chǎng)基準(zhǔn)利率一個(gè)重要參考標(biāo)準(zhǔn)為HIBOR(香港同業(yè)拆借利率)，采用上海同業(yè)拆借利率作為名義利率衡量指標(biāo)。本文采用2001年1月—2011年3月的7天同業(yè)拆借加權(quán)平均利率作為市場(chǎng)化利率。

四、實(shí)證結(jié)果

1.SVAR結(jié)構(gòu)參數(shù)估計(jì)

本文對(duì)SVAR模型 (9)式的結(jié)構(gòu)參數(shù)估計(jì)分四步來進(jìn)行:第一步，對(duì)內(nèi)生變量作數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，主要采用單位根檢驗(yàn)方法。第二步，估計(jì)SVAR模型的簡(jiǎn)化式，得到簡(jiǎn)化式系數(shù)矩陣的估計(jì)值Φ1。第三步，估計(jì)SVAR模型的A-B型約束式 (10)式，得到結(jié)構(gòu)因子矩陣C-10的估計(jì)值。第四步，計(jì)算SVAR模型的系數(shù)矩陣Γ1=C0Φ1，進(jìn)而估計(jì)出最優(yōu)貨幣政策規(guī)則 (8)式的參數(shù)值。

SVAR模型的結(jié)構(gòu)參數(shù)估計(jì)首先需要對(duì)組成向量的內(nèi)生變量作數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法。ADF單位根檢驗(yàn)通常假設(shè)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)變量 zt服從數(shù)據(jù)生成過程 zt=α+ρzt-1+rt，其中，α、ρ、r、δi為估計(jì)參數(shù)，εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)且服從獨(dú)立同分布的白噪聲過程。原假設(shè)為H0:ρ=1，對(duì)立假設(shè)為H1:ρ＜1，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量采用ADF的t統(tǒng)計(jì)量，檢驗(yàn)臨界值采用麥金農(nóng) (Mackinnon)臨界值。最優(yōu)滯后期p值的選擇標(biāo)準(zhǔn)為:保證殘差項(xiàng)不相關(guān)的前提下，同時(shí)采用AIC準(zhǔn)則與SC準(zhǔn)則作為最佳時(shí)滯的標(biāo)準(zhǔn)，使二者的值同時(shí)為最小的滯后長(zhǎng)度即為最佳滯后期。表1給出了不同經(jīng)濟(jì)變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果。從表中可以看出，通脹率和產(chǎn)出缺口在不同顯著性水平下均呈現(xiàn)出數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，短期名義利率在5%和10%的顯著性水平下呈現(xiàn)出數(shù)據(jù)平穩(wěn)性。表2和表3分別給出了簡(jiǎn)化式系數(shù)矩陣Φ1和結(jié)構(gòu)因子矩陣C-10的具體估計(jì)結(jié)果。本文還計(jì)算出系數(shù)矩陣Γ1。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 SVAR模型簡(jiǎn)化式系數(shù)矩陣估計(jì)結(jié)果

表3 SVAR模型結(jié)構(gòu)因子矩陣C-10估計(jì)結(jié)果

2.基于混合預(yù)期增廣的高階滯后Phillips曲線的中國最優(yōu)貨幣政策規(guī)則

將系數(shù)矩陣Γ1和表3的結(jié)構(gòu)因子矩陣的逆矩陣C0代入SVAR模型 (9)式，就可以得到基于混合預(yù)期增廣的高階滯后Phillips曲線的最優(yōu)貨幣政策規(guī)則:

在最優(yōu)貨幣政策規(guī)則 (11)式中，短期名義利率對(duì)產(chǎn)出缺口預(yù)期和通脹預(yù)期的反應(yīng)系數(shù)均大于0，當(dāng)產(chǎn)出缺口預(yù)期或通脹預(yù)期上升時(shí)，貨幣當(dāng)局應(yīng)提高短期名義利率，這反映了貨幣政策操作的前瞻性特點(diǎn);短期名義利率對(duì)當(dāng)期產(chǎn)出缺口和當(dāng)期通脹率的反應(yīng)系數(shù)均大于0，但小于1，這表明貨幣政策規(guī)則是消極的，當(dāng)當(dāng)期產(chǎn)出缺口和當(dāng)期通脹率上升時(shí)，貨幣當(dāng)局應(yīng)提高短期名義利率，但提高的幅度小于當(dāng)期產(chǎn)出缺口和當(dāng)期通脹率上升的幅度，當(dāng)CPI通脹率上升1%時(shí)，短期名義利率應(yīng)提高4.41個(gè)基點(diǎn);短期名義利率對(duì)滯后通脹率的反應(yīng)系數(shù)均小于0，這反映了貨幣政策操作的慣性特征，同時(shí)也反映了貨幣政策時(shí)滯性和通脹慣性對(duì)短期名義利率調(diào)整的抵消作用。

貨幣政策規(guī)則 (11)式的前瞻性和慣性的“混合”特征歸因于混合預(yù)期增廣的Phillips曲線。(5)式中結(jié)構(gòu)參數(shù) β、δb，1、δb，2的估計(jì)值分別為 0.7995、0.1997、0.3005，其中通脹慣性大小為0.5002(滯后系數(shù)累加值)，這表明中國Phillips曲線具有混合預(yù)期增廣的二階滯后特征，且理性預(yù)期特征強(qiáng)于適應(yīng)性預(yù)期特征，這一結(jié)論與相關(guān)文獻(xiàn)的結(jié)論基本一致。

關(guān)于 (11)式的規(guī)則值，由于等式右邊存在二階滯后項(xiàng)，因而缺失2000.1、2000.2和2011.3三個(gè)季度的規(guī)則值。通過對(duì)比短期名義利率的真實(shí)值與貨幣政策規(guī)則值可以看出，真實(shí)值與規(guī)則值的調(diào)整方向基本一致，但調(diào)整幅度有所不同。以2010年和2011上半年為例，2010.1短期名義利率的真實(shí)值、規(guī)則值分別為 1.6633、1.8168，2010.4短期名義利率的真實(shí)值、規(guī)則值分別為 2.8733、2.3552，2011.2短期名義利率的真實(shí)值、規(guī)則值分別為4.2267、4.0173，顯然規(guī)則值較小，這意味著在近期GDP增速下滑和高通脹背景下，貨幣當(dāng)局不必過度提高短期名義利率，可以選擇適度降低名義利率，同時(shí)將貨幣政策重點(diǎn)轉(zhuǎn)向穩(wěn)定通脹預(yù)期和降低通脹慣性方面。

五、沖擊響應(yīng)分析

SVAR模型沖擊響應(yīng)分析的目的是在混合預(yù)期增廣的Phillips曲線的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制下，在最優(yōu)貨幣政策規(guī)則 (11)式的貨幣政策框架下，模擬貨幣政策沖擊、需求沖擊和供給沖擊對(duì)產(chǎn)出缺口、通脹率以及短期名義利率的影響路徑。

對(duì)SVAR模型 (9)式而言，刻畫某種沖擊對(duì)模型結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)影響需要區(qū)分沖擊的類型。由結(jié)構(gòu)約束式 (10)式可知，沖擊類型可以區(qū)分為兩種。一種沖擊源于LRE系統(tǒng)本身的貨幣政策沖擊εi，t、需求沖擊εg，t和供給沖擊εu，t，在SVAR模型的結(jié)構(gòu)約束下，這三類沖擊稱之為結(jié)構(gòu)沖擊。另一種沖擊源于結(jié)構(gòu)約束式的擾動(dòng)向量Et，由 (10)式可知，向量Et中的隨機(jī)擾動(dòng)可以表示為結(jié)構(gòu)沖擊的線性組合，因此，在SVAR模型的簡(jiǎn)化式中，向量Et中也存在對(duì)結(jié)構(gòu)系統(tǒng)有重要影響的三類復(fù)合沖擊，分別記為貨幣政策擾動(dòng)Ei，t、需求擾動(dòng)Eg，t和供給擾動(dòng)Eu，t。因此，本文對(duì)SVAR模型 (11)式的沖擊響應(yīng)分析區(qū)分為擾動(dòng)影響和結(jié)構(gòu)沖擊影響。對(duì)于擾動(dòng)影響，本文采用廣義沖擊響應(yīng)函數(shù)，因?yàn)閺V義沖擊響應(yīng)函數(shù)克服了喬利斯基分解所依賴的VAR模型變量的次序問題。對(duì)于結(jié)構(gòu)沖擊影響，本文采用結(jié)構(gòu)約束式中的結(jié)構(gòu)因子矩陣作為正交轉(zhuǎn)換矩陣，即采用結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)函數(shù)。

圖1分別給出了SVAR模型中產(chǎn)出缺口、通脹率和短期名義利率對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的貨幣政策擾動(dòng)Ei，t、需求擾動(dòng)Eg，t和供給擾動(dòng)Eu，t的廣義沖擊響應(yīng)路徑。可以看出:首先，當(dāng)正向貨幣政策擾動(dòng)發(fā)生時(shí)，產(chǎn)出缺口在初始季度會(huì)有小幅下降，且從第二季度開始下降，下降幅度為-0.0015，第4季度又有小幅下降，下降幅度為-0.0012，之后的時(shí)期則始終保持在零產(chǎn)出缺口水平附近，這表明，貨幣政策擾動(dòng)對(duì)產(chǎn)出缺口的影響有滯后效應(yīng)，但影響不明顯;通脹率小幅上升且始終保持在一個(gè)正的水平，這表明貨幣政策擾動(dòng)對(duì)通脹影響的滯后期無限或政策效果是不確定性的，這是因?yàn)橹袊?jīng)濟(jì)存在較高的通脹預(yù)期和通脹慣性，這也意味著貨幣政策重點(diǎn)應(yīng)轉(zhuǎn)向調(diào)控通脹預(yù)期和降低通脹慣性方面，而非一味依賴調(diào)控利率;短期名義利率則小幅上升。其次，當(dāng)正向需求擾動(dòng)發(fā)生時(shí)，產(chǎn)出缺口在第二季度迅速上升，上升幅度為0.0110，隨后迅速回落至零產(chǎn)出缺口水平;通脹率則在第五季度之前始終保持上升的水平，在第五季度的上升幅度為0.0069，從第五季度開始逐漸回落至零通脹率水平，因而需求擾動(dòng)對(duì)通脹率影響較大，且產(chǎn)出缺口下降的同時(shí)通脹率仍在上升，這表明通脹率存在較強(qiáng)的慣性;由貨幣政策規(guī)則 (11)式，短期名義利率與同期產(chǎn)出缺口和同期通脹率正相關(guān)，與通脹慣性負(fù)相關(guān)，因而短期名義利率先上升后下降，但上升幅度較小。最后，當(dāng)正向供給擾動(dòng)發(fā)生時(shí)，產(chǎn)出缺口先上升后下降;通脹率則持續(xù)上升到第四季度達(dá)到最高然后開始回落，通脹率之所以沒有迅速上升，是因?yàn)檎┙o沖擊 (例如原材料減產(chǎn))導(dǎo)致預(yù)期邊際成本上升，廠商對(duì)名義產(chǎn)品價(jià)格的制定取決于當(dāng)期和預(yù)期邊際成本，在價(jià)格粘性和通脹慣性條件下，只有部分廠商會(huì)提高產(chǎn)品價(jià)格，另部分廠商會(huì)采用適應(yīng)性預(yù)期調(diào)整產(chǎn)品價(jià)格，因而提高的產(chǎn)品價(jià)格 (無論中間產(chǎn)品還是最終產(chǎn)品)會(huì)部分緩慢地反映在通脹率上;短期名義利率也同樣先上升后下降，但最終趨于一個(gè)正的水平。

圖1 SVAR系統(tǒng)中產(chǎn)出缺口 (GDP1_GAP)、通脹率 (CPI)、短期名義利率 (nominal_rate)對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差貨幣政策擾動(dòng) (Εi，t)、需求擾動(dòng) (Εg，t)、供給擾動(dòng) (Εu，t)的廣義沖擊響應(yīng)路徑

圖2分別給出了SVAR模型中產(chǎn)出缺口、通脹率和短期名義利率對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的貨幣政策沖擊εi，t、需求沖擊εg，t和供給沖擊εu，t的結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)路徑?？梢钥闯?首先，當(dāng)正向結(jié)構(gòu)貨幣政策沖擊發(fā)生時(shí):產(chǎn)出缺口先上升后下降，在第二季度達(dá)到正峰值，在第三季度又降為0，從第三季度開始為負(fù)值并逐漸下降，在第4、5季度達(dá)到負(fù)峰值，降幅為-0.0011，顯然政策滯后期為3個(gè)季度，政策效果在滯后4、5個(gè)季度達(dá)到最大;通脹率從第二季度開始上升并始終保持在正值水平，貨幣政策效果不顯著;短期名義利率逐漸上升，并始終保持一個(gè)正利率水平。其次，當(dāng)正向結(jié)構(gòu)需求沖擊發(fā)生時(shí)，產(chǎn)出缺口先上升后下降，在第二季度均達(dá)到正峰值，上升幅度為1，這表明結(jié)構(gòu)需求沖擊對(duì)產(chǎn)出缺口的影響較大，因而為實(shí)現(xiàn)和穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，應(yīng)當(dāng)首當(dāng)其沖拉動(dòng)需求，通脹率先上升后下降，在第六季度達(dá)到峰值，升幅為0.7927，這表明需求上升在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，還會(huì)引發(fā)需求拉動(dòng)的通脹，此時(shí)，貨幣政策在調(diào)整利率的同時(shí)，應(yīng)著重穩(wěn)定通脹預(yù)期和降低通脹慣性;短期名義利率則先上升后下降。最后，當(dāng)正向結(jié)構(gòu)供給沖擊發(fā)生時(shí)，產(chǎn)出缺口先上升后下降，在第五季度達(dá)到正峰值;通脹率先上升后下降，在第四季度達(dá)到峰值，升幅為0.0139，這表明供給沖擊對(duì)通脹的影響相對(duì)于需求沖擊小得多;短期名義利率則先上升后下降。

圖1 SVAR系統(tǒng)中產(chǎn)出缺口 (GDP1_GAP)、通脹率 (CPI)、短期名義利率 (nominal rate)對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差貨幣政策沖擊 (εi，t)、需求沖擊 (εg，t)、供給沖擊 (εu，t)的結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)路徑

貨幣政策沖擊的廣義沖擊響應(yīng)路徑和結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)路徑均表明中國貨幣政策會(huì)產(chǎn)生不確定性理性預(yù)期均衡，這一結(jié)論與謝平和羅雄［11］是一致的。同時(shí)，中國CPI通脹率在1992—1996年和2005—2008年均形成了一個(gè)“窄尾正駝峰”式的軌跡 (限于篇幅，這里沒有給出CPI通脹率的時(shí)序圖)，在一定程度上也驗(yàn)證了不確定性的結(jié)論。這可能是因?yàn)橹袊a(chǎn)出缺口與通脹率的權(quán)衡特征不顯著。實(shí)證分析表明，中國混合預(yù)期增廣的Phillips曲線的結(jié)構(gòu)參數(shù)λ的估計(jì)值小于0，這不僅反映了中國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制受阻，而且表明中國通脹形成的主要驅(qū)動(dòng)因素是通脹預(yù)期和通脹慣性。傳導(dǎo)機(jī)制受阻必然降低“混合”利率規(guī)則 (11)的政策效果，并可能引發(fā)經(jīng)濟(jì)的不確定性。因此，在以規(guī)則行事的貨幣政策框架內(nèi)，除了依據(jù)最優(yōu)貨幣政策規(guī)則調(diào)整名義利率外，貨幣當(dāng)局更應(yīng)加強(qiáng)基于通脹預(yù)期和通脹慣性的通脹管理。

六、結(jié) 論

本文基于貨幣政策規(guī)則的LRE模型框架，引入混合預(yù)期增廣的高階滯后Phillips曲線，推導(dǎo)出最優(yōu)“混合”貨幣政策規(guī)則，并基于SVAR模型對(duì)中國最優(yōu)“混合”貨幣政策規(guī)則進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)和沖擊響應(yīng)分析。綜合本文規(guī)范分析和實(shí)證分析的結(jié)果，可以得出如下結(jié)論:

其一，基于混合預(yù)期增廣的高階滯后Phillips曲線的最優(yōu)貨幣政策規(guī)則具有前瞻性正向特征和通脹慣性負(fù)向特征的“混合”特征。當(dāng)預(yù)期通脹率或預(yù)期產(chǎn)出缺口上升時(shí)，貨幣當(dāng)局應(yīng)當(dāng)提高短期名義利率;當(dāng)當(dāng)期通脹率上升時(shí)，短期名義利率也應(yīng)上升，但通脹慣性抵消了名義利率的上升幅度。

SVAR的實(shí)證分析表明:短期名義利率對(duì)產(chǎn)出缺口預(yù)期和通脹預(yù)期的反應(yīng)系數(shù)均大于0，這反映了中國貨幣政策操作的前瞻性特點(diǎn);短期名義利率對(duì)當(dāng)期產(chǎn)出缺口和當(dāng)期通脹率的反應(yīng)系數(shù)均大于0，但遠(yuǎn)小于1，這表明中國貨幣政策規(guī)則是消極的，依據(jù)規(guī)則，當(dāng)CPI通脹率上升1%時(shí)，短期名義利率應(yīng)提高4.41個(gè)基點(diǎn);短期名義利率對(duì)滯后通脹率的反應(yīng)系數(shù)均小于0，這反映了中國貨幣政策操作的慣性特征和貨幣政策時(shí)滯性。中國貨幣政策規(guī)則的前瞻性和慣性的“混合”特征歸因于混合預(yù)期增廣的Phillips曲線。實(shí)證結(jié)果表明中國Phillips曲線具有混合預(yù)期增廣的二階滯后特征，理性預(yù)期和適應(yīng)性預(yù)期特征均非常顯著，且理性預(yù)期特征強(qiáng)于適應(yīng)性預(yù)期特征。通過對(duì)利率調(diào)整的規(guī)則值與真實(shí)值的比較，結(jié)果表明，在高通脹背景下，貨幣當(dāng)局不必過度提高短期名義利率，可以選擇適度降低名義利率，同時(shí)將貨幣政策重點(diǎn)轉(zhuǎn)向穩(wěn)定通脹預(yù)期和降低通脹慣性方面。

對(duì)通脹預(yù)期，為防止通脹預(yù)期過高以致自我實(shí)現(xiàn)，貨幣當(dāng)局應(yīng)采取一定措施，例如增強(qiáng)貨幣政策操作的透明度、獨(dú)立性以及公開承諾通脹率的目標(biāo)區(qū)間來穩(wěn)定通脹預(yù)期。對(duì)通脹慣性，理論而言，通脹慣性可能源于工資或價(jià)格剛性、緩慢的市場(chǎng)預(yù)期調(diào)整和較低的貨幣政策信用程度;對(duì)中國而言，市場(chǎng)預(yù)期調(diào)整緩慢和央行信用程度的不完美可能是造成中國通脹慣性較高的主要原因。因此，在高通脹慣性背景下，貨幣當(dāng)局應(yīng)采取緩慢漸進(jìn)的“混合”政策調(diào)整方式，減少貨幣政策的調(diào)整頻率，同時(shí)增強(qiáng)貨幣政策的信譽(yù)度、透明度以及降低信息不對(duì)稱和時(shí)間不一致性。

其二，廣義沖擊響應(yīng)分析和結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)分析表明，產(chǎn)出缺口、通脹率和短期名義利率對(duì)貨幣政策 (擾動(dòng))沖擊、需求 (擾動(dòng))沖擊和供給 (擾動(dòng))沖擊具有滯后效應(yīng);通脹慣性對(duì)廣義沖擊響應(yīng)路徑和結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)路徑具有顯著影響;貨幣政策效果具有不確定性特征。實(shí)證分析表明，中國混合預(yù)期增廣的Phillips曲線的產(chǎn)出缺口與通脹率的權(quán)衡特征不顯著，這反映出中國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制受阻，并表明中國通脹形成的主要驅(qū)動(dòng)因素是通脹預(yù)期和通脹慣性。傳導(dǎo)機(jī)制受阻必然降低“混合”貨幣政策規(guī)則的政策效果，并可能引發(fā)經(jīng)濟(jì)的不確定性。因此，在以規(guī)則行事的貨幣政策框架內(nèi)，除了依據(jù)最優(yōu)貨幣政策規(guī)則調(diào)整名義利率外，貨幣當(dāng)局更應(yīng)加強(qiáng)基于通脹預(yù)期和通脹慣性的通脹管理。

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