互联网发展与通货膨胀：理论与实证

苏梽芳，陈雨莲，郭倩倩

（1.华侨大学经济与金融学院，福建泉州 362000；2.泉州市交通投资有限责任公司，福建泉州 362000）

通货膨胀是各国政策制定者与学者重点关注的宏观经济指标之一，是影响各国经济发展的不稳定因素。在不同阶段和背景下，影响通货膨胀的重要因素会出现动态变化进而通过不同渠道影响经济发展水平。因此，学者们深入研究通货膨胀的形成机制，对不同阶段通货膨胀的动态影响因素与潜在后果进行持续探讨。其中，扩展的混合型新凯恩斯菲利普斯曲线模型广泛应用于分析与预测通货膨胀的动态变化。

随着数字经济的快速发展，互联网技术不仅成为国际核心竞争力，而且不断影响着全球经济，信息经济在全球范围内蓬勃发展。互联网的发展在推动国家经济增长的同时，对商品和服务价格也有重要的影响。互联网发展通过降低硬件、软件价格对通货膨胀造成直接影响，也可通过竞争和市场结构改变、自动化生产、生产力变革、数字化服务等渠道对通货膨胀造成间接影响。此外，互联网发展所带来的线上购物规模不断扩大，线上价格对线下零售价格的冲击将促使两者价格趋近，最终价格稳定在合理水平。不仅如此，互联网发展带来的生产成本降低、销售市场扩大、工业智能化程度提高等优势对社会生产效率和生产力产生了积极作用。随着政府的鼓励和政策支持，互联网发展将以更大的步伐深入各领域，对经济发展产生更加深刻的影响。基于此，进一步深入研究我国互联网发展对通货膨胀的影响，就显得尤为重要。

互联网发展作为推动新世纪经济发展的重要举措，通过降低生产成本、引入新的生产要素以及提高生产效率，显著推动了经济的高效运行和增长[1]。已有文献从经济增长、数字服务贸易、地区全要素生产率、社会分工和要素市场扭曲等宏观层面考察互联网发展的社会经济效应[2-6]。近年来，国外已有文献从数字经济视角解释通货膨胀变动的原因，研究表明线上经济的发展将降低整体价格水平，数字经济能通过降低生产成本来抑制通货膨胀[7-9]。国内文献对通货膨胀影响因素的研究主要集中在货币政策、能源价格、劳动力成本、货币供应量、央行沟通等方面[10-14]，缺乏中国背景下互联网发展对通货膨胀影响的研究，相关理论与实证分析有待补充。本文将混合型新凯恩斯菲利普斯曲线模型进行拓展，将互联网发展作为主要的解释变量，运用广义矩估计和结构向量自回归模型（SVAR）实证检验互联网发展对我国通货膨胀短期和长期的异质性影响。

本文主要的贡献有以下两点：第一，丰富了互联网发展的经济效果研究。目前，探究互联网发展对通货膨胀影响的文献相对较少，且主要集中在定性分析上，少量实证研究也未考虑互联网发展对通货膨胀短期和长期的异质性影响[15]。本文研究表明，互联网发展短期会抑制通货膨胀，长期则会推动通货膨胀。第二，拓展了新凯恩斯菲利普斯曲线，丰富了通货膨胀影响因素的相关研究。将互联网发展因素纳入新凯恩斯菲利普斯曲线模型，揭示了互联网对通货膨胀的长短期的异质性影响，扩展了现有的宏观经济模型，对完善通货膨胀理论具有重要意义，同时补充了菲利普斯曲线在我国的适用性研究。本文研究结论有助于理解我国的通货膨胀动态，并有助于央行未来的通货膨胀管理。

一、理论分析

在数字经济背景下，互联网发展通过降低互联网硬件、软件价格对通货膨胀造成直接影响，也可通过竞争和市场结构改变、自动化生产、生产力变革、数字化服务等渠道对通货膨胀造成间接影响[16]。

短期内互联网发展能通过稳定供需平衡、降低生产成本、提高生产效率以及促进互联网贸易发展四条路径抑制通货膨胀。从稳定供需平衡角度来看，近年来，我国出台供给侧结构性改革与双循环新发展战略，经济已步入新常态阶段，但受到疫情与国际环境冲击，目前仍有供给需求不平衡和不匹配的现象，造成价格波动。然而，互联网的发展可以有效地优化供需的匹配。一方面，互联网突破了地域的局限，实现了跨时间、跨行业、跨区域的信息、资源的集成，减少了运输费用，促进了要素的有序、自由流通，缓解了要素市场的失真。互联网应用能有效地降低要素市场的畸变，促进要素市场的有序流通，促进企业之间的资源配置[17-19]。另一方面，“互联网+”与传统行业的融合，在一定程度上打破了信息壁垒，促进市场环境更加透明，促使相关部门对各种商品和各种交易进行监管规制，使交易各方之间的信息对称化、交易成本降低和资源分配效率得到了显著提升[20-21]。可见，互联网发展可以通过稳定供需平稳来抑制通货膨胀。

从降低生产成本角度分析，互联网的发展能够直接降低商品和服务的成本。互联网技术发展带来全球信息交流更加便捷，企业的搜寻成本及商流成本显著降低。基于互联网获取信息的便利性，企业生产要素的来源不再受地理空间的限制，这在一定程度上减少企业投入的生产、销售成本[22-24]。此外，互联网的发展通过信息资源的数字共享和创造新的就业机会，加速了劳动力要素的流动，缓解了劳动力市场分配的扭曲和失灵，进而降低了劳动力成本[25-27]。

从提高生产效率角度分析，互联网技术的应用加快了生产环节之间的运转速度，提高了生产效率，进而压低了通货膨胀[28]。具体而言，互联网发展打通了产业链各个环节的流转效率，随着数字技术在生产、销售等各个环节的应用，降低了业务摩擦成本，增强了产品协同效应，促使产业链变得更加扁平化，从而提升了全要素生产率，有利于缓解通货膨胀带来的压力[15，29]。

从促进互联网贸易发展角度分析，互联网发展将导致因信息不对称和特定渠道所形成的差异化优势逐渐消失，而依靠中间环节获得利益的经营模式也会逐步被打破。互联网使得价格信息更加公开和透明，消费者可以根据自己的需求来挑选更好的商品。网上低价对线下实体店的运营造成影响，使实体店商品的价格进一步下跌，在某种程度上遏制了价格的上升。而且互联网发展产生的数字化贸易简化了线下交易的流程，成本、竞争渠道运营的优势在短期内对通货膨胀具有显著的抑制作用，是降低通货膨胀趋势的关键驱动力[8]。

长期来看，随着“互联网+”进程的不断推进，互联网发展不仅极大改变了全社会的生产模式和消费习惯，还可能加剧行业竞争、引发供应链变革、导致经济内在失衡等现象。

从加剧行业竞争角度分析，长期来看互联网发展打破了传统行业的壁垒，降低了市场准入门槛，使更多企业涌入市场，促进市场竞争。为了在市场中获得竞争优势，互联网发展催生了人工智能、区块链和物联网等新兴技术，企业通过云计算和数字化转型来提高效率，因此，企业将投入更多资源进行新兴技术的研发和应用，从而推高了生产成本，导致价格上涨。

从引发供应链变革角度分析，互联网的兴起促成了全球供应链的发展，许多企业依赖于互联网技术来获取原材料、零部件和成品等信息，搭建跨国供应链平台。供应链的发展意味着消费者对某些商品和服务的需求迅速增长，此种需求冲击可能导致供不应求现象，从而推高了商品和服务的价格。全球供应链的发展将导致物流和运输成本上升，这些成本可能会被转嫁给最终消费者，也将导致价格上涨。因此，互联网的发展将通过增加供应链中的不稳定性和成本来推动通货膨胀。

从经济内在失衡角度分析，互联网发展使得在线支付和虚拟货币的使用更加普遍。虚拟货币的价值波动和匿名性可能导致投机行为，容易造成货币供应量非正常性增加。因为虚拟货币具有价值存储属性，可被视为新兴的投资方式，如果虚拟货币的价格稳定或上升，人们可能更愿意持有虚拟货币而不是传统货币，从而将推动价格波动，降低了传统货币的流通性，从而增加了通货膨胀的风险。

综上所述，互联网发展短期内能抑制通货膨胀，长期将推动通货膨胀。

二、研究设计

（一）模型设定

菲利普斯曲线模型是研究通货膨胀的经典模型，而实证分析中模型常分为包含预期通货膨胀的“前瞻性”模型与包含通货膨胀惯性的“后顾性”模型。本文构建同时包括“前瞻性”与“后顾性”的混合型新凯恩斯菲利普斯模型，引入互联网发展水平与其他控制变量，来分析影响我国通货膨胀的国内因素与国外因素。所使用的模型如式（1）：

其中，πt、πt-1、Etπt+1、gapt、nett分别表示通货膨胀率、通货膨胀惯性、预期通货膨胀、产出缺口与互联网发展水平。X为其他影响通货膨胀的控制变量，包括国际能源供给冲击（fuel）、国际食品供给冲击（food）、国内流动性水平（m2）。

（二）数据选取与处理

在时间序列的计量分析中，数据频率的选择可能会导致结果存在差异。由于我国互联网数据统计起步时间较晚且统计频率较低，结合新凯恩斯菲利普斯模型的假设基础，本文选取季度数据进行实证分析。为排除新冠疫情的影响，本文数据时间跨度为2008年第1季度至2019年第4季度。

本文选取的数据包括：居民消费价格指数、国内生产总值、移动电话普及率、国际能源价格指数、国际食品价格指数、美元实际有效汇率、广义货币供应量。居民消费价格指数、国内生产总值、广义货币供应量来自国家统计局数据，移动电话普及率来自中国工信部数据，美元实际有效汇率来自国际清算银行（BSI）数据，国际能源价格指数、国际食品价格指数来自国际货币基金组织（IMF）数据。

1.通货膨胀率（πt）：选取月度居民消费价格指数（CPI）的同比数据。将三个月的同比数据取算术平均值作为季度CPI数据。

2.通货膨胀惯性（πt-1）：选取通货膨胀的滞后一期作为通货膨胀惯性。

3.预期通货膨胀（Etπt+1）：选取万得的CPI 同比预测数据衡量预期通货膨胀。

4.产出缺口（gapt）：选取季度现值的国内生产总值作为原始数据。产出缺口可用实际产出对潜在产出的偏离程度来衡量。在处理数据时需要先消除通货膨胀对名义GDP的影响。对处理后的GDP 时间序列进行季节调整并取对数值。最后用HP滤波法得到GDP的趋势部分和波动部分，波动部分为产出缺口。

5.互联网发展水平（nett）：采用工信部发布的移动电话普及率（部/百人）同比增长率作为互联网发展水平的季度指标。进一步，采用移动电话用户合计（万户）同比增长率做为稳健性检验。

6.外部供给冲击（fuel、food）：选取国际能源、食品价格指数作为外部供给冲击的衡量指标。将月度国际能源、食品价格指数均除以美元实际有效汇率进行调整，剔除美元汇率变化和美国国内通货膨胀水平对价格指数的影响，并取三个月均值得到季度国际能源价格指数和国际食品价格指数。

7.国内流动性水平（m2）：采用广义货币量的同比增长率代表国内流动性水平。

三、实证结果与分析

（一）基准回归分析

将通货膨胀惯性、预期通货膨胀、产出缺口和互联网发展水平作为主要解释变量，将外部供给冲击、国内流动性水平作为控制变量。由于预期通货膨胀为模型的内生变量，存在预期通货膨胀与模型扰动项相关的情况，不满足最小二乘法的回归条件。因此，采用广义矩估计对模型（1）进行回归。在工具变量的选取方面，基于工具变量的外生性与相关性要求，选择分别滞后一阶和二阶项的通货膨胀、产出缺口作为预期通货膨胀的工具变量[30]。

采用逐步加入控制变量的方法确保模型的稳健性，回归结果见表1。列（1）为包含预期通货膨胀的菲利普斯曲线模型的估计结果，列（2）至列（4）则在列（1）的基础上，依次引入了互联网发展、外部供给冲击（能源冲击和食品冲击）和国内流动性水平。考虑到国内流动性水平对通货膨胀的影响存在滞后效应，依次加入滞后一期、滞后二期和滞后三期的国内流动性水平，发现滞后三期的国内流动性水平对通货膨胀影响系数显著为正，符合理论预期。因此，列（4）是滞后三期国内流动性水平的回归系数。采用广义矩估计方法处理解释变量内生性，选取的工具变量个数大于内生性变量个数，符合过度识别的情况。为了检验工具变量的外生性，对表1 中的列（4）进行过度识别检验。检验结果表明，检验的p值（P-J）为0.430 大于0.05，接受所有工具变量均为外生的原假设，即工具变量与扰动项不相关。

表1 拓展的混合型新凯恩斯菲利普斯曲线的回归结果

对列（4）的结果进行分析。通货膨胀惯性的系数为正（0.473），并且在1%水平上显著。这表明过去的通货膨胀对当前通货膨胀有显著的正向影响。这是由于价格水平具有一定的惯性，过去的价格水平和变动情况会对当前的价格产生影响。过去的通货膨胀水平和变动情况也会影响经济政策的制定和执行，从而间接地影响当前的通货膨胀。产出缺口的系数为正（1.400），并且在1%水平上显著。这表明产出缺口对通货膨胀水平有显著的正向影响。当实际产出高于潜在产出，即产出缺口为正时，经济被视为处于过热状态，这可能会引发通货膨胀压力，导致通货膨胀上升。预期通货膨胀的系数为正（0.627），并且在1%水平上显著。这表明预期通货膨胀对通货膨胀水平有显著的正向影响。预期通货膨胀是指经济主体对未来一段时期内价格水平变动趋势的预测或期望。当经济主体预期未来通货膨胀将上升时，居民可能会提前消费，从而导致当前通货膨胀上升。反之，导致当前通货膨胀下降。因此，预期通货膨胀对实际通货膨胀有着直接和重要的影响。

互联网发展水平的系数为负（-2.849），且在1%水平上显著。这表明互联网发展水平对通货膨胀水平具有显著的负向影响。互联网被视为一种信息传递和商品交易的新型媒介，其发展状况可以极大地影响整体经济状况，尤其是价格水平。具体来说，互联网的发展可以提高市场信息的透明度，降低信息的获取成本，提高交易效率，从而在一定程度上抑制价格上涨，即通货膨胀。此外，互联网的发展也可以促进新的经济形态和经营模式的产生，如电子商务和线上零售等，这些新经济形态和经营模式往往具有更低的运营成本和更高的运营效率，这也对抑制通货膨胀起到积极作用。因此，互联网发展水平的提高可以有效地降低通货膨胀水平。

从控制变量来看，国际能源价格冲击的系数为正（0.001）但不显著，说明国际能源价格对我国通货膨胀影响较小。国际食品价格冲击的系数为负（-0.020），且在1%水平上显著。这表明国际食品价格冲击对我国通货膨胀水平有显著的负向影响。可能的原因在于，我国是粮食大国，在面对国际粮食价格冲击时，政府会主动调控粮食价格导致价格不升反降。滞后三期的国内流动性水平的系数为正（1.791），且在1%水平上显著。这表明货币供应量的增加对通货膨胀水平有显著的正向影响。货币供应量增加，购买力可能会增加，推高商品价格，从而引发通货膨胀。

总体看来，列（4）的解释力度（R2）为0.947，表明模型拟合度较好，模型包含的解释变量能够解释通货膨胀水平的94.7%的变动。这意味着拓展性的菲利普斯曲线能有效解释我国通货膨胀变动状况。

本文更换互联网发展水平的衡量指标进行稳健性检验，选择工信部发布的移动电话用户合计同比增长率作为互联网发展水平的代理变量，进行同样的回归分析。

回归结果如表2所示，结果表明，在表2列（1）至列（4）中，互联网发展水平的系数仍然显著为负，说明更换互联网发展水平的衡量指标以后，互联网发展仍是抑制通货膨胀的重要因素之一，结果与上文保持一致。此外，其他控制变量的估计系数也与上文一致，表明了研究结果的稳健性。

表2 稳健性检验结果

（二）影响因素重要性的拓展研究

在上文的分析中，探讨了影响我国通货膨胀水平的国内和国外相关因素。实证结果表明，当期的产出缺口和互联网发展水平均会对通货膨胀产生影响。进一步，以互联网发展、产出缺口和通货膨胀为顺序构建SVAR模型，通过脉冲响应函数和方差分解，揭示互联网发展冲击和产出缺口冲击在短期和长期对通货膨胀的动态传递效应，并识别各冲击对通货膨胀波动影响的相对重要性。包含三变量的SVAR模型为：

其中，p为滞后阶数；B0为变量之间的同期关系矩阵；B(L)为系数矩阵；yt=[nett，gapt，πt]'为内生变量向量，μt=[netShock，gapShock，πShock]'为独立同分布的外生冲击，分别代表互联网发展冲击、产出缺口冲击和通货膨胀冲击。可将模型（2）转化为AB型的SVAR模型，即：

前文对SVAR 模型的短期约束可通过对矩阵A和B的设定实现，具体如下：

需对矩阵A设定约束条件，以便SVAR模型能够被识别。根据前文估计的菲利普斯曲线，互联网发展与产出缺口会对通货膨胀产生影响，则需要估计a31、a32；互联网发展带来的技术进步，提高了全要素生产率导致正的产出缺口，则需要估计a21；假设互联网发展主要由技术进步和政策支持等长期因素推动，而不会被通货膨胀率和产出缺口所影响，则a13=a23=0。产出缺口主要反映经济活动相对于其潜在水平的波动，这些波动更直接地受到实际经济冲击，如技术变革和需求变动的影响，而不是短期内的价格水平变化，则a12=0。至此，SVAR模型设定结束。

1.模型平稳性检验

在构建SVAR 模型前先对时间序列进行平稳性检验。表3 显示了单位根检验的结果。根据ADF单位根检验结果表明所有变量的ADF检测值均小于1%或者5%的临界值，都为平稳的时间序列，即各变量时间序列无扰动自相关。

表3 单位根检验结果

关于模型滞后期数选择，LR 检验、SC 检验、HQ 检验选择滞后阶数为三阶，AIC 检验选择滞后阶数为四阶。因此，设定SVAR模型滞后阶数为三阶。通过对SVAR 模型的AR 根图进行检验（见图1），可以发现模型内部所有AR特征多项式的系数均小于1，即都在单位圆内，进一步表明SVAR系统是稳定的，后续脉冲响应和方差分解的结果是可信的。

图1 SVAR模型的AR根

2.脉冲响应分析

本文重点关注在互联网发展冲击下，通货膨胀的动态变化（见图2）。结果显示，互联网发展的冲击在第1期对通货膨胀产生了负向影响，这种负向影响在第3期达到最低值，然后在第6期转为正向。互联网发展通常会导致生产力提高和成本降低，这种提高的效率和降低的成本通常会被转化为更低的价格，此外，互联网也提高了价格透明度，使消费者能够更容易地比较价格和找到最佳交易。这可能会增加竞争，推动价格水平下降，从而在短期内降低通货膨胀。然而，随着时间的推移，互联网发展可能会促进新兴行业的发展，创建新的市场和服务，增加消费者的需求，这会推动价格水平上涨。这反映了经济适应新的技术和市场条件的过程，初期的效率提高和成本降低可能被后期的需求增加和价格水平上涨所抵消[31]。总的来说，互联网发展可能会在短期内降低通货膨胀，但在长期内可能会导致通货膨胀上升。

图2 互联网冲击对通货膨胀的动态影响

互联网发展冲击对产出缺口产生了长期的正向影响，影响在第8 期达到峰值后逐步收敛（见图3）。产出缺口是实际GDP 和潜在GDP 之间的差距。互联网的发展显然可以提高生产效率，增加实际GDP，对产出缺口产生正向影响。过去几十年，随着互联网的快速发展，我国经济也取得了显著的进步。

图3 互联网冲击对产出缺口的动态影响

产出缺口冲击下，通货膨胀在第1期的反应为正（见图4），这意味着当产出缺口增大（通常表示经济过热），通货膨胀开始上升。当经济活动超过其潜在水平时，资源可能会被过度使用，导致成本上升，推高通货膨胀。随着时间的推移，经济可能会自我调节，使得实际产出回归到潜在产出水平。高通货膨胀可能抑制消费者消费，从而使需求下降。同时，企业可能会通过提高生产效率来应对成本上升。这些调节可能会使实际产出降低，产出缺口缩小，通货膨胀响应在第6 期转为负。第12 期后，通货膨胀响应又转为正并呈现微弱的震荡趋势后逐步收敛。

图4 产出缺口冲击对通货膨胀的动态影响

3.方差分解分析

通过脉冲响应分析，观察了不同变量对国内通货膨胀水平的动态影响。进一步地，将分析不同变量在通货膨胀方差中的相对重要性和解释作用。方差分解的结果见表4。方差分解表直观地呈现了在一定时期内，变量对通货膨胀方差波动的解释力。

表4 通货膨胀方差分解结果

通货膨胀方差分解结果表明，互联网发展对通货膨胀的影响在初期较小，但随着时间的推移，它的影响逐渐显现并保持在一定水平。从第1 期的8.155%增长到第20 期的24.882%，这显示了互联网发展对宏观经济具有深远影响，它可能通过提高生产效率和推动创新间接影响通货膨胀。然而，互联网发展对通货膨胀的影响可能需要更长的时间才能显现，因此其贡献度在初期较小。

产出缺口能在很大程度上解释我国通货膨胀变动。一方面，产出缺口贡献率较高，在第1期，产出缺口能解释通货膨胀波动中约40.996%的变化。这表明传统菲利普斯曲线理论在我国具有一定的适用性，能较好的解释我国通货膨胀波动。另一方面，产出缺口对通货膨胀的影响总体呈上升趋势，从第1期的40.996%逐步提高到第20期的49.447%，揭示了产出缺口冲击对通货膨胀影响具有长期性，供需失衡会导致价格水平结构性调整，进而长期影响整体经济的价格体系。

通货膨胀自身是影响通货膨胀的重要因素。在第1 期，它可以解释通货膨胀波动中约50.848%的变化。尽管这一比例在随后的期数中有所下降，但即使在第20 期，它仍能解释约25.672%的通货膨胀波动。这反映了通货膨胀的惯性，即通货膨胀的历史值会影响其未来值。这可能是由于预期形成机制和价格调整的滞后性，使得过去的通货膨胀影响当前和未来的通货膨胀。

综上，通过脉冲响应和方差分解的分析，可以看出互联网发展、产出缺口和通货膨胀惯性均对通货膨胀产生了影响。其中，互联网发展在短期抑制了通货膨胀，但长期则会推动通货膨胀，且互联网发展已成为解释我国通货膨胀变化的重要因素之一。

四、结论与政策启示

本文主要研究在数字经济背景下，我国互联网发展对通货膨胀的影响。将互联网发展水平引入混合型新凯恩斯菲利普斯曲线模型，运用广义矩估计和向量自回归模型（SVAR）实证检验互联网发展对我国通货膨胀的影响效果。广义矩估计回归结果表明互联网发展对通货膨胀具有显著的抑制作用。SVAR 模型表明互联网发展对通货膨胀的长短期影响存在异质性，互联网发展冲击对通货膨胀在短期起负向作用，但在长期具有正向影响。另外，产出缺口、通货膨胀惯性仍是影响我国通货膨胀的重要因素。本文研究表明，互联网发展已成为影响我国通货膨胀动态变化的重要因素。

本文的政策启示如下：第一，充分利用互联网发展调节优化供需平衡。政府应通过提高互联网的普及率和使用效率，特别是在生产和分销环节，促进供需之间进行更好地匹配。通过政策鼓励企业进行数字化转型，加强产业链上下游信息的透明度，提高生产效率和市场反应速度。此外，支持数字化平台的发展，能缓解因供需不匹配造成的价格波动，进而抑制通货膨胀。第二，加强通货膨胀监测和预警机制的建设。政府应利用互联网和相关技术提升通货膨胀监测的实时性和精准性，通过建立一个涵盖线上和线下价格数据的监测系统，实时追踪通货膨胀走势，政策制定者可以更有效地预测通货膨胀。这将有助于及时调整货币供应量和利率政策，应对互联网发展导致通货膨胀压力。第三，细化货币政策工具，提高其针对性和灵活性。考虑到互联网技术对通货膨胀具有短期抑制和长期促进的双重效应，央行需要设计更为灵活的货币政策工具，以适应数字经济的发展。这包括评估互联网发展趋势对货币政策的影响，并根据互联网技术的创新发展情况调整政策工具箱，确保货币政策能够及时应对通货膨胀风险。