我國核心通貨膨脹率與貨幣政策的關(guān)聯(lián)機制研究

劉金全，劉子玉，劉悅

(1.吉林大學數(shù)量經(jīng)濟研究中心，吉林長春，130012；2.吉林大學商學院，吉林長春，130012)

一、引言

貨幣政策在調(diào)控宏觀經(jīng)濟的過程中通常會呈現(xiàn)兩種特征：第一種是短期內(nèi)政策調(diào)控需要同時兼顧價格水平與總產(chǎn)出；第二種是在長期過程中保證價格水平穩(wěn)定。這說明無論何時通貨膨脹率都是貨幣政策調(diào)控的核心目標。而在此過程中，合理度量通貨膨脹率是央行有效調(diào)控的重要前提。目前主要存在兩種不同的度量指標：標題通貨膨脹 (headline inflation) 和核心通貨膨脹 (core inflation)。其中，標題通貨膨脹為衡量居民日常生活成本的指標，包含食品、能源等價格波動性較強的商品，因此呈現(xiàn)出短期頻繁波動特征。而核心通貨膨脹從前者中剔除暫時性的相對價格波動，能夠清晰地反映潛在通貨膨脹壓力，并可以作為通貨膨脹率的先行指標幫助貨幣當局維持貨幣政策穩(wěn)健性。同時，貨幣政策調(diào)控具有一定時滯性，央行需要提前對未來通脹趨勢予以分析與應對，因此需要從價格指數(shù)中提取能夠反應長期趨勢的核心通貨膨脹率，并以此作為貨幣政策的目標變量。有鑒于此，本文在已有研究基礎上構(gòu)建核心通脹指標，并通過具有時變參數(shù)的向量自回歸模型 (TVP-VAR)，考察數(shù)量型與價格型貨幣政策治理核心通貨膨脹率的時變性與有效性，從而為政策調(diào)控提供經(jīng)驗依據(jù)與啟示。

本文的創(chuàng)新點在于：第一，以往文獻通常將標題通脹作為目標，過度重視短期波動而忽視長期趨勢，使得貨幣政策短期目標與長期目標不一致，因此本文將核心通貨膨脹率作為政策目標能夠提高貨幣政策有效性；第二，本文對比數(shù)量型與價格型貨幣政策對核心通貨膨脹率的調(diào)控效果，從而為不同情況下宏觀調(diào)控提供理論支持；第三，大量研究均集中在貨幣政策調(diào)控的線性效用上，而未能考慮貨幣政策的非線性效果，因此本文利用 TVP-VAR模型檢驗兩種貨幣政策在不同時間區(qū)間內(nèi)的具體效果。

二、文獻綜述

物價穩(wěn)定一直以來都是政府制定貨幣政策時所要考慮的重要因素，國外內(nèi)學者均對其進行了深入分析。

首先是關(guān)于核心通貨膨脹率及其度量方式的研究。關(guān)于核心通貨膨脹率的研究最早可以追溯到1981年，Eckstein[1]首次明確定義核心通貨膨脹，并以通貨膨脹成因的不同作為依據(jù)將其劃分為三類：核心通貨膨脹、需求型通貨膨脹和沖擊型通貨膨脹。其中核心通貨膨脹是從通貨膨脹中去除暫時性波動后的長期路徑，即在中長期內(nèi)產(chǎn)出不受通貨膨脹影響的部分。但是Bryan和Cecchetii[2]認為對通貨膨脹的定義存在偏差，核心通貨膨脹是可預期的整體價格變動中的長期持續(xù)部分。Quah和Vahey[3]則從名義變量能夠干預實際變量的角度衡量核心通貨膨脹。本文將通貨膨脹劃分為兩類：實際供給沖擊影響的部分與名義需求沖擊影響的部分，而核心通貨膨脹主要指的是前者。Romer[4]提出核心通貨膨脹應通過具有預期的菲利普斯曲線進行求解，并強調(diào)其是在產(chǎn)出與失業(yè)處于自然率時的通貨膨脹率。

準確度量核心通貨膨脹率是制定與施行宏觀調(diào)控的前提與基礎，目前測算核心通貨膨脹率的方法主要有四種：第一種是剔除法，主要指剔除CPI中短期波動劇烈的細項，即食品和能源價格[4-5]。第二種是利用濾波和平滑等方式去除波動，通常通過HP濾波或者Kalman濾波移除標題通脹中的白噪音[6-7]。第三種是利用動態(tài)因子模型，通過建模的方法對總體通貨膨脹與決定性因素關(guān)系的進行多變量分析，從而分離出核心通貨膨脹[8-9]。第四種是利用SVAR模型，在模型中假設核心通貨膨脹與產(chǎn)出長期不相關(guān)，而剩余對產(chǎn)出有長期影響，從而分離出核心通貨膨脹率[3，10]。

其次是關(guān)于核心通貨膨脹率與貨幣政策之間聯(lián)動機制的研究。部分學者認為貨幣供給與通貨膨脹率之間存在正向關(guān)系，因此可以通過將其作為政策工具施行寬松或緊縮性貨幣政策以控制物價波動[11-13]。也有學者指出利率作為中間目標，能夠更為有效地抑制通貨膨脹率，認為央行應該關(guān)注當期產(chǎn)出缺口、通貨膨脹與目標水平之間偏離，并以此為依據(jù)來調(diào)整名義利率從而縮減上述偏離[14-15]。Kuijs[16]從國外通貨膨脹水平以及匯率為著眼點，提出貨幣供給對于物價水平的作用效果更為直接，而利率對于通貨膨脹則是循序漸進的調(diào)控。侯成琪等[17]基于新凱恩斯模型構(gòu)建多部門價格方程，并以此為基礎構(gòu)建核心通貨膨脹率，從而為進一步研究提供了理論基礎。而后，侯成琪和龔六堂[18]在原有模型基礎上融入異質(zhì)性價格粘性，并以此度量貨幣政策對通脹的調(diào)控效果。研究結(jié)果表明：一方面，八大行業(yè)中食品與居住行業(yè)的粘性較低；另一方面，當價格粘性低時，貨幣政策對產(chǎn)出的治理效果要弱于通脹。兩者共同佐證了近年來食品與居住行業(yè)價格高漲所帶動的通貨膨脹，而各個部門之間粘性的差別導致貨幣政策顧此失彼。徐強和陳華超[19]基于波動性-持續(xù)性的核心通貨膨脹測度方法能夠有效測度中國核心通貨膨脹率，并指出央行在盯住核心通脹的同時不應單純使用剔除法簡易度量通脹。

綜上所述，與標題通貨膨脹率相比，核心通貨膨脹不僅能夠有效反映物價的長期趨勢，還具有更強的預測能力，因此將其作為貨幣政策的最終目標能夠顯著提高有效性。有鑒于此，本文構(gòu)建核心通貨膨脹率指標并將其作為貨幣政策最終目標，分別從價格型與數(shù)量型貨幣政策為著眼點深入分析政策調(diào)控的動態(tài)特征與時變特性，從而為貨幣政策合理高效地平抑通脹波動提出相應的理論依據(jù)與實踐建議。

三、基于HP濾波法的核心通貨膨脹指標構(gòu)建

HP濾波法從CPI中提取長期趨勢成分作為核心通貨膨脹，該方法最早由Hodrick和Prescott[20]提出。HP濾波法把通貨膨脹的時間序列分解為長期增長趨勢和短期波動兩種不同頻率的成分，通過高通濾波可有效過濾出核心通貨膨脹，其基本原理如下：

設{Xt}是剔除季節(jié)變動成分與不規(guī)則變動成分后的時間序列，且由趨勢部分和周期波動部分構(gòu)成，如式(1)：

該方法旨在設計一個濾波系統(tǒng)，從數(shù)據(jù)｛Xt｝中分離出平滑的時間序列即趨勢成分，其中是下列問題的解，見式(2)：

該多項式由對波動成分的度量以及對趨勢成分“平滑程度”的度量兩部分組成。其中，λ為平滑參數(shù)，主要是控制平滑程度的懲罰因子。HP濾波法的一個關(guān)鍵問題就是平滑參數(shù)λ的取值，不同的λ值確定不同的周期方式和平滑度。λ值越大，估計的趨勢越平滑，λ的經(jīng)驗取值如下：處理年度數(shù)據(jù)時，λ=100，季度數(shù)據(jù)采用1 600，而對于月度數(shù)據(jù)，λ=14 400。

本文選取1996年1月至2017年12月我國居民消費價格指數(shù)同比增長作為標題通貨膨脹的代理變量，并使用 HP濾波法分離出核心通貨膨脹序列 (CIR)。該計算過程由Eviews8.0完成，圖1與圖2分別表示二者的走勢情況，可以明顯看出調(diào)整后序列比原式序列更平滑，其中需要注意的是 1998—2002年、2002—2006年與2008—2010年三個區(qū)間。首先，在1998—2002年這段區(qū)間內(nèi)，我國剛剛完成經(jīng)濟軟著陸，為了有效治理高通脹，央行不斷吸收市場資金，通貨膨脹率由高位運行逐步降到低通脹區(qū)域，但是其波動性卻徒然上升。而這一時期貨幣沖擊規(guī)模較小，因此核心通脹率低于標題通貨膨脹率。其次，在2002—2006年這一區(qū)間內(nèi)，我國貸款規(guī)模與M2同比增速上升，最高達到21.6%，最低下降到13%，從而導致該區(qū)間通貨膨脹率波動較大。在此期間內(nèi)，我國經(jīng)濟總體形勢趨好，內(nèi)外需全面回升，信貸有效需求與信貸規(guī)模隨之上升。但是由于利率市場化尚處于起步階段，金融市場機制不能有效應對信貸快速擴張，從而導致通貨膨脹率大幅波動。最后，自2008年伊始，我國面臨食品價格上漲與美國次貸危機雙重沖擊，這一階段通貨膨脹率的主要特點表現(xiàn)為：外生沖擊持續(xù)期較短但是振幅較大，標題通貨膨脹率呈大起大落態(tài)勢，而核心通貨膨脹率相對平穩(wěn)。這也表明在應對次貸危機時期的宏觀經(jīng)濟波動時，央行調(diào)控政策需要由緊縮性政策向適度寬松政策轉(zhuǎn)變。

圖1 標題通貨膨脹序列曲線

圖2 核心通貨膨脹序列曲線

四、我國貨幣政策對核心通貨膨脹調(diào)控效應的實時對比

(一) TVP-VAR模型構(gòu)建

以往研究通常使用線性VAR模型來擬合經(jīng)濟，但是其結(jié)構(gòu)參數(shù)不會隨時間改變的特性與經(jīng)濟現(xiàn)實不符。TVP-VAR模型是一種多變量的時間序列模型，同時打破原有VAR模型固定系數(shù)的桎梏，將具有時變特征的結(jié)構(gòu)參數(shù)與外生沖擊納入分析框架，從而更加貼合經(jīng)濟現(xiàn)實。本節(jié)根據(jù)Primiceri[21]構(gòu)建TVP-VAR模型，建立宏觀分析框架以研究核心通貨膨脹率及其調(diào)控效果。

首先引入基本結(jié)構(gòu)性VAR模型，見式(3)：

其中，A為k×k維聯(lián)立參數(shù)矩陣；yt為k×1維觀察向量；F1…Fs為k×k維的系數(shù)矩陣；擾動項μt為k×1維的結(jié)構(gòu)性沖擊，假設μt～N(0，Σ)，如式(4)：

假設結(jié)構(gòu)性沖擊的聯(lián)立關(guān)系服從遞歸識別，即A為下三角矩陣，如式(5)：

因此，可以將式 (3) 簡寫為如下的 VAR模型，如式(6)：

式(6)中，對于i=1，…，s，滿足Bi=A-1Fi。將Bi中的行元素垂直排列，排列成維向量β，并定義，其中 ? 代表克羅內(nèi)克 乘積，由此模型可簡化為式(7)：

式(7)中 VAR模型的所有參數(shù)是非時變的，因此將其擴展成為TVP-VAR模型，如式(8)：

其中，系數(shù)βt、聯(lián)立參數(shù)At和隨機波動的協(xié)方差矩陣Σt都是時變的，并將下三角矩陣At中的非0元素組合為一列，即：

αt=(α21，α31，α32，α41，…，αk，k-1)，令ht=(h1t，…，hkt)，其中。

假設參數(shù)滿足隨機游走過程，其方差協(xié)方差矩陣見式(9)：

(二) 數(shù)據(jù)選取與時變參數(shù)估計

本文選擇GDP實際同比增長率表示產(chǎn)出變量，記為GDP。通貨膨脹率變量用前文中所合成的核心通貨膨脹率作為代理變量。由于該數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)，因此通過幾何平均求出季度數(shù)據(jù)，并記為CIR。選取廣義貨幣(M2) 增長率作為貨幣供給的代理變量，并根據(jù)M2的期末累計值計算出其月度環(huán)比增速，再通過幾何平均得到M2季度增長率，記為M2。最后，對于利率的選取，本文借鑒了張小宇和劉金全[22]所使用的方法，選取銀行間7天同業(yè)拆借加權(quán)平均利率作為名義利率變量，并通過各月成交量加權(quán)平均取得季度數(shù)據(jù)，記為I。數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1996年第一季度至2017年第四季度，數(shù)據(jù)均源自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

為了避免變量存在單位根現(xiàn)象而使得估計結(jié)果出現(xiàn)偽回歸，需要對各項數(shù)據(jù)進行ADF檢驗以保證結(jié)果有效。根據(jù)表1不難看出，GDP、核心通貨膨脹率、M2與利率均通過5%的顯著性檢驗，表明各項指標不存在單位根，數(shù)據(jù)可以用于TVP-VAR模型進行估計。

由于各變量的ADF檢驗平穩(wěn)，則可以根據(jù)上述指標構(gòu)建TVP-VAR模型。本文沿用Nakajima[23]的研究方法，首先，根據(jù)AIC檢驗、SC檢驗與似然比統(tǒng)計量，二階滯后效應更為顯著，因此將模型滯后階數(shù)設置為2。其次，采用MCMC算法進行估計，模擬次數(shù)設為20 000次，并對前2 000次的抽樣樣本進行預燒以避免初始樣本不平穩(wěn)的問題。模型的實證部分由Matlab完成，其計算結(jié)果如表2所示。

表1 變量的ADF檢驗

表2 參數(shù)的估計結(jié)果

表2中對估計結(jié)果進行了詳細的闡述。其中，最后兩項是用以檢驗MCMC過程的有效性，CD統(tǒng)計量主要對其收斂路徑進行評價而無效因子則對抽樣過程中的異常樣本進行統(tǒng)計。

CD統(tǒng)計量的表達式見式(10)：

其中，mj為預燒次數(shù)；為去除預燒數(shù)據(jù)后的樣本均值；為后驗標準差。表2中各個參數(shù)估計結(jié)果中CD統(tǒng)計量最大值僅為0.519，遠低于5%的臨界值1.96，因此10%的預燒范圍足以保證MCMC的模擬路徑能夠快速并且穩(wěn)定收斂到高概率區(qū)間。

同時，無效因子的表達式見式(11)：

其中，對500期的抽樣結(jié)果進行考察，即Bm=500，ρs為s階自相關(guān)系數(shù)。在設定范圍內(nèi)，無效因子的數(shù)值越低，說明抽樣結(jié)果中滯后期信息量較低，新信息占比更多，從而保證估計結(jié)果的可靠性。表2中顯示，各項無效因子的最大值為113.91，且其他諸項的無效因子都小于50，這就驗證了估計結(jié)果的可靠性。綜上所述，TVP-VAR模型參數(shù)的估計結(jié)果是有效且穩(wěn)健的，可以在該參數(shù)模型下進行動態(tài)分析。

(三) 核心通貨膨脹與貨幣政策的動態(tài)分析

本文以貨幣供給與名義利率作為代理變量，分析數(shù)量型貨幣政策與價格型貨幣政策對于核心通貨膨脹率的調(diào)控效果，從而明晰何種貨幣政策的調(diào)控效應更為有效。

1.數(shù)量型貨幣政策對核心通貨膨脹率的調(diào)控效果分析

考慮到在 2008年以前我國是以廣義貨幣作為中介目標，因此本文將檢驗貨幣數(shù)量中介對核心通貨膨脹率調(diào)控的有效性。圖3與圖4分別為核心通貨膨脹對M2沖擊的等間隔與時點脈沖響應圖。為了檢驗在樣本區(qū)間內(nèi)核心通貨膨脹率對貨幣政策調(diào)控的變異性特征，本文利用等間隔脈沖考察了不同時點下核心通貨膨脹率的動態(tài)特征。第一，根據(jù)圖3不難看出，在正向M2沖擊下，貨幣供給增加導致物價上漲，進而使得核心通貨膨脹率呈正向波動，這符合貨幣數(shù)量理論。第二，對比三個滯后期的脈沖曲線，三條曲線并未在同一條水平線上，這意味著數(shù)量型貨幣政策對核心通貨膨脹的調(diào)控過程顯現(xiàn)出時變特征。但是系數(shù)隨時間變動未使得政策調(diào)控效果產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變，而各變量在不同沖擊下的傳導路徑與持續(xù)時間都具有相似趨勢。第三，各脈沖曲線都表現(xiàn)出波動態(tài)勢的衰減形態(tài)，這表明無論是長期、中期還是短期，貨幣數(shù)量中介目標與最終目標之間的關(guān)聯(lián)性均在減弱，數(shù)量型貨幣政策的調(diào)控力度不斷下降。這主要是因為隨著我國金融市場的不斷完善，信貸派生效應也取得了長足的發(fā)展，央行對于貨幣乘數(shù)的控制亦逐步弱化。同時影子銀行在信貸總量中的份額有所提升，使得部分信貸資金脫離央行資產(chǎn)負債表流動，從而令央行對貨幣總量的調(diào)控能力呈現(xiàn)減弱態(tài)勢。

圖4 M2沖擊的時點脈沖響應圖

觀察各期滯后脈沖響應曲線的波動趨勢，總量調(diào)控后核心通貨膨脹率偏離最顯著的時點分別出現(xiàn)在第20期、第40期、第55期以及第80期左右，其時變特征反映了我國自1996年至今經(jīng)歷的四輪通脹周期。從中不難看出，貨幣政策的長期效應要大于中短期效應，表明貨幣政策調(diào)控具有時滯性。同時，2008年國際金融危機以前廣義貨幣供給對核心通貨膨脹率的調(diào)控力度最為顯著，而自進入新常態(tài)時期后，我國經(jīng)濟進入經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級的關(guān)鍵時期，而貨幣總量調(diào)控的效果卻在不斷減弱。為了能夠進一步檢驗在不同時點與宏觀經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下貨幣政策的調(diào)控效果，本文利用時點脈沖分析數(shù)量型貨幣政策調(diào)控的變異性，選取t=42(2006年第一季度)、t=53(2008年第四季度)以及t=83(2016年第二季度)分別表示經(jīng)濟軟擴張時期、金融危機期間與新常態(tài)時期三個時間段，以此分析與闡述我國數(shù)量型貨幣政策反應機制的結(jié)構(gòu)性變動。根據(jù)圖4，2008年次貸危機發(fā)生前，M2對核心通貨膨脹率具有顯著的調(diào)控作用，并且持續(xù)期表現(xiàn)出延長態(tài)勢。在此期間我國總體信貸數(shù)量處于高水平，從而能夠促進消費需求增長，提高市場流動性和維持核心通貨膨脹圍繞自然率小幅波動。而自進入新常態(tài)以來，數(shù)量型貨幣政策對核心通貨膨脹率的調(diào)控效果不斷趨于緩和，不再呈大起大落態(tài)勢。這主要是因為，自進入新常態(tài)以來，我國宏觀經(jīng)濟進入中高速發(fā)展時期，一方面，在保增速與穩(wěn)杠桿之間的權(quán)衡取舍使得在低位區(qū)間內(nèi)貨幣政策調(diào)控空間有限；另一方面，一單位標準差的M2增長對宏觀經(jīng)濟的促進作用已然收效甚微。此外，當前M2的統(tǒng)計數(shù)據(jù)也表現(xiàn)出結(jié)構(gòu)性變動，信用貨幣在廣義信貸中逐漸占據(jù)主體地位。但是，信用貨幣未能流向?qū)嶓w經(jīng)濟，反而在金融市場內(nèi)空轉(zhuǎn)并提高了金融機構(gòu)的債務壓力，而核心通貨膨脹率在 2%左右徘徊表明實體經(jīng)濟缺乏資金動力，信貸資金供求之間的結(jié)構(gòu)性失調(diào)導致貨幣政策中介目標與最終目標之間脫節(jié)，從而使得數(shù)量型貨幣政策呈現(xiàn)減弱趨勢。而反觀經(jīng)濟危機期間，政府4萬億的剛需投資直接流入實體經(jīng)濟，有效刺激實體經(jīng)濟增長，而未在金融市場中沉淀堆積。同時，2006年伊始，我國房地產(chǎn)行業(yè)飛速發(fā)展，實體經(jīng)濟的信貸需求彈性較大，固定資產(chǎn)投資將信貸資金從金融市場引入實體經(jīng)濟，這一時期廣義貨幣與核心通貨膨脹率之間具有高度相關(guān)性，因此數(shù)量型貨幣政策能夠有效履行逆周期調(diào)控的職責。綜上所述，隨著當前M2內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變動以及與最終目標之間關(guān)聯(lián)性的弱化，以數(shù)量型貨幣政策來調(diào)控實體經(jīng)濟中長期物價的變動態(tài)勢是不合意的。如果仍繼續(xù)推行數(shù)量型政策，不僅不會達到預期逆周期調(diào)控效果，還會使得信貸資金在銀行等金融機構(gòu)中冗余堆積，一方面增加企業(yè)負債壓力，另一方面不能對實體經(jīng)濟實現(xiàn)長期有效的監(jiān)督與調(diào)控。

2.價格型貨幣政策對核心通貨膨脹率的調(diào)控效果分析

圖5與圖6分別顯示了核心通貨膨脹對利率沖擊的等間隔脈沖響應函數(shù)及時點脈沖響應函數(shù)。第一，與M2相對比，利率上升后，企業(yè)信貸成本增加并降低信貸需求，從而抑制核心通貨膨脹率實現(xiàn)逆周期調(diào)控。這與預期結(jié)果保持一致，表明價格型貨幣政策有效。第二，圖5中等間隔脈沖顯示各個時點核心通貨膨脹率的短期響應較為平緩，表明短期內(nèi)價格型貨幣政策較為穩(wěn)健，而在中長期根據(jù)時點波動較大，表現(xiàn)出顯著的時變特性。這意味著價格型貨幣政策實施后，調(diào)控效果的時滯性更長。第三，從總體趨勢來看，核心通貨膨脹率的脈沖曲線呈凹狀，且右側(cè)要高于左側(cè)。這意味著，利率與核心通貨膨脹之間的調(diào)控機制正在逐步建立與完善，同時調(diào)控方式由積極調(diào)控向穩(wěn)健型貨幣政策轉(zhuǎn)換。這是因為，隨著我國不斷放松利率管制，市場化的利率變動能夠反映信貸資金的價格波動，即信貸市場的供求信息，從而為央行與經(jīng)濟個體提供判斷宏觀經(jīng)濟形勢的重要指標。由于價格型調(diào)控直接作用于信貸資金成本，相較于與最終目標脫節(jié)的貨幣總量控制，利率調(diào)控在調(diào)控核心通貨膨脹率時的效果更為顯著。

圖5 利率沖擊的等間隔脈沖響應圖

圖6 利率沖擊的時點脈沖響應圖

為了進一步刻畫利率調(diào)控對我國核心通貨膨脹影響機制的時變特征，在此繼續(xù)引入時點脈沖響應函數(shù)進行討論。與上節(jié)相同，本文選取t=42，t=52，t=76的時點，即2006年第二季度、2008年第四季度和2014年第三季度，分別作為經(jīng)濟軟擴張時期、金融危機時期以及新常態(tài)時期的代表性時點。圖6中顯示，在金融危機期間，利率對核心通貨膨脹率的調(diào)控力度達到最大，而進入新常態(tài)后價格型貨幣政策的調(diào)控效果更為穩(wěn)健。但是對比圖4中同時期的數(shù)量型貨幣政策，不難看出當前利率的調(diào)控效果要優(yōu)于廣義貨幣。此外，對比圖4與圖6，價格型貨幣政策的時滯性要大于數(shù)量型，這是因為當前我國利率市場化雖然已取得階段性勝利，但是利率傳導渠道仍未完善，經(jīng)濟個體對利率的敏感程度也需進一步提升，從而拉長了價格型貨幣政策的持續(xù)期。改革開放以來，我國長期通過利率管制將借貸利率維持在較低水平，以實現(xiàn)投資驅(qū)動經(jīng)濟快速發(fā)展的國家戰(zhàn)略，從而阻斷了利率與通貨膨脹率之間的傳導渠道與調(diào)控機制。同時利率單邊管制也阻塞了利率的傳導渠道，進一步抑制了利率對核心通貨膨脹率的調(diào)控作用。隨著信貸供求決定的市場利率體系日益完善，利率與最終目標之間的關(guān)聯(lián)性不斷提升，利率傳導渠道與貨幣政策調(diào)控效果也隨之提高，亦提高了價格型貨幣政策的有效性。特別是在 2007年左右，一方面，國內(nèi)投資過熱推高了資產(chǎn)價格，房地產(chǎn)與股票市場過度增長從而導致資產(chǎn)泡沫；另一方面，以豬肉為主的食品價格急劇上漲，使得通貨膨脹率的波動性提高。為了抑制經(jīng)濟過熱導致的價格上漲，央行連續(xù)6次加息，采取緊縮型措施有效抑制了核心通貨膨脹。而在此期間我國名義利率長期處于低區(qū)位，最低達到 1%左右，幾近于零利率下界。在超低利率區(qū)間，利率調(diào)控表現(xiàn)出強刺激時期的邊際效應，從而使得逆周期調(diào)控效果顯著增強。但是長期保持低利率會造成信貸過度擴張，甚至會導致金融危機。因此回到常規(guī)區(qū)間后，為了一方面保證經(jīng)濟在中高速區(qū)間內(nèi)穩(wěn)定運行并兼顧穩(wěn)杠桿，另一方面維持廠商與消費者對未來經(jīng)濟形勢的良好預期，價格型貨幣政策趨于穩(wěn)健性調(diào)控，從而保證經(jīng)濟的平穩(wěn)運行并嚴守不發(fā)生系統(tǒng)性金融風險的底線。綜上所述，隨著我國利率市場化取得了階段性勝利并且經(jīng)濟主體對利率變動更為敏感，以價格型貨幣政策調(diào)控核心通貨膨脹率更為合意。

五、結(jié)論與政策建議

為了探究我國核心通貨膨脹率與貨幣政策的關(guān)聯(lián)機制，本文以核心通貨膨脹指標、產(chǎn)出、貨幣供給與利率等數(shù)據(jù)為基礎，針對數(shù)量型與價格型貨幣政策對宏觀經(jīng)濟的調(diào)控效果進行分析，探究不同政策工具對我國核心通貨膨脹率調(diào)控效果的時變性與有效性。本文得出以下結(jié)論：首先，剔除短期波動后的核心通貨膨脹率能夠突顯物價的長期增長趨勢，從而規(guī)避貨幣政策的過度調(diào)節(jié)，因此是貨幣政策調(diào)控的合意指標。其次，我國貨幣供給對于核心通貨膨脹率的調(diào)控具有顯著的時變特征，而且調(diào)控力度也隨著經(jīng)濟環(huán)境的變化有著一定的演化。由于廣義貨幣自身結(jié)構(gòu)性變動以及信貸市場的供求結(jié)構(gòu)錯配，數(shù)量型政策目標與核心通貨膨脹率之間的關(guān)聯(lián)性不斷降低，信貸總量調(diào)控的效果在樣本區(qū)間內(nèi)呈現(xiàn)波浪形衰減態(tài)勢，表明數(shù)量型貨幣政策的有效性在不斷減弱。最后，價格型貨幣政策的短期調(diào)控效果較為穩(wěn)健，但是在中長期區(qū)間突顯時變性特征，并表現(xiàn)出較長的時滯性。隨著我國利率管制的不斷放松，一方面，市場化的利率能夠有效反映信貸市場價格信息；另一方面，疏導了利率傳導渠道，從而使得價格型政策工具與核心通貨膨脹之間的關(guān)聯(lián)性不斷提升，表明價格型貨幣政策的有效性在不斷攀升，并優(yōu)于數(shù)量型貨幣政策。同時，為了兼顧經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展與不發(fā)生系統(tǒng)性金融風險的底線，目前我國不宜施行積極政策調(diào)控，而應采取穩(wěn)健的貨幣政策來維持居民對未來經(jīng)濟的良好預期，從而將我國經(jīng)濟維持在中高速通道并進一步推行穩(wěn)杠桿戰(zhàn)略。

基于上述結(jié)論，本文提出如下政策建議：第一，根據(jù)當前我國實際經(jīng)濟情況正確施行價格型與數(shù)量型貨幣政策。正如本文所述，價格型貨幣政策與數(shù)量型貨幣政策在不同的經(jīng)濟環(huán)境下呈現(xiàn)各異的調(diào)控效果，應該根據(jù)具體經(jīng)濟環(huán)境選擇相適應的調(diào)控方式。第二，防止過度調(diào)控?？紤]到目前通貨膨脹率與利率同時處于低位，實際利率逼近零利率邊界，同時人民幣匯率也受多方影響。在此期間實行寬松貨幣政策，可能會適得其反。因此在當前經(jīng)濟背景下，施行穩(wěn)健的價格性貨幣政策更為有效。