互聯網發展與通貨膨脹：理論與實證

蘇梽芳，陳雨蓮，郭倩倩

（1.華僑大學經濟與金融學院，福建泉州 362000；2.泉州市交通投資有限責任公司，福建泉州 362000）

通貨膨脹是各國政策制定者與學者重點關注的宏觀經濟指標之一，是影響各國經濟發展的不穩定因素。在不同階段和背景下，影響通貨膨脹的重要因素會出現動態變化進而通過不同渠道影響經濟發展水平。因此，學者們深入研究通貨膨脹的形成機制，對不同階段通貨膨脹的動態影響因素與潛在后果進行持續探討。其中，擴展的混合型新凱恩斯菲利普斯曲線模型廣泛應用于分析與預測通貨膨脹的動態變化。

隨著數字經濟的快速發展，互聯網技術不僅成為國際核心競爭力，而且不斷影響著全球經濟，信息經濟在全球范圍內蓬勃發展?；ヂ摼W的發展在推動國家經濟增長的同時，對商品和服務價格也有重要的影響?；ヂ摼W發展通過降低硬件、軟件價格對通貨膨脹造成直接影響，也可通過競爭和市場結構改變、自動化生產、生產力變革、數字化服務等渠道對通貨膨脹造成間接影響。此外，互聯網發展所帶來的線上購物規模不斷擴大，線上價格對線下零售價格的沖擊將促使兩者價格趨近，最終價格穩定在合理水平。不僅如此，互聯網發展帶來的生產成本降低、銷售市場擴大、工業智能化程度提高等優勢對社會生產效率和生產力產生了積極作用。隨著政府的鼓勵和政策支持，互聯網發展將以更大的步伐深入各領域，對經濟發展產生更加深刻的影響?；诖?，進一步深入研究我國互聯網發展對通貨膨脹的影響，就顯得尤為重要。

互聯網發展作為推動新世紀經濟發展的重要舉措，通過降低生產成本、引入新的生產要素以及提高生產效率，顯著推動了經濟的高效運行和增長[1]。已有文獻從經濟增長、數字服務貿易、地區全要素生產率、社會分工和要素市場扭曲等宏觀層面考察互聯網發展的社會經濟效應[2-6]。近年來，國外已有文獻從數字經濟視角解釋通貨膨脹變動的原因，研究表明線上經濟的發展將降低整體價格水平，數字經濟能通過降低生產成本來抑制通貨膨脹[7-9]。國內文獻對通貨膨脹影響因素的研究主要集中在貨幣政策、能源價格、勞動力成本、貨幣供應量、央行溝通等方面[10-14]，缺乏中國背景下互聯網發展對通貨膨脹影響的研究，相關理論與實證分析有待補充。本文將混合型新凱恩斯菲利普斯曲線模型進行拓展，將互聯網發展作為主要的解釋變量，運用廣義矩估計和結構向量自回歸模型（SVAR）實證檢驗互聯網發展對我國通貨膨脹短期和長期的異質性影響。

本文主要的貢獻有以下兩點：第一，豐富了互聯網發展的經濟效果研究。目前，探究互聯網發展對通貨膨脹影響的文獻相對較少，且主要集中在定性分析上，少量實證研究也未考慮互聯網發展對通貨膨脹短期和長期的異質性影響[15]。本文研究表明，互聯網發展短期會抑制通貨膨脹，長期則會推動通貨膨脹。第二，拓展了新凱恩斯菲利普斯曲線，豐富了通貨膨脹影響因素的相關研究。將互聯網發展因素納入新凱恩斯菲利普斯曲線模型，揭示了互聯網對通貨膨脹的長短期的異質性影響，擴展了現有的宏觀經濟模型，對完善通貨膨脹理論具有重要意義，同時補充了菲利普斯曲線在我國的適用性研究。本文研究結論有助于理解我國的通貨膨脹動態，并有助于央行未來的通貨膨脹管理。

一、理論分析

在數字經濟背景下，互聯網發展通過降低互聯網硬件、軟件價格對通貨膨脹造成直接影響，也可通過競爭和市場結構改變、自動化生產、生產力變革、數字化服務等渠道對通貨膨脹造成間接影響[16]。

短期內互聯網發展能通過穩定供需平衡、降低生產成本、提高生產效率以及促進互聯網貿易發展四條路徑抑制通貨膨脹。從穩定供需平衡角度來看，近年來，我國出臺供給側結構性改革與雙循環新發展戰略，經濟已步入新常態階段，但受到疫情與國際環境沖擊，目前仍有供給需求不平衡和不匹配的現象，造成價格波動。然而，互聯網的發展可以有效地優化供需的匹配。一方面，互聯網突破了地域的局限，實現了跨時間、跨行業、跨區域的信息、資源的集成，減少了運輸費用，促進了要素的有序、自由流通，緩解了要素市場的失真?；ヂ摼W應用能有效地降低要素市場的畸變，促進要素市場的有序流通，促進企業之間的資源配置[17-19]。另一方面，“互聯網+”與傳統行業的融合，在一定程度上打破了信息壁壘，促進市場環境更加透明，促使相關部門對各種商品和各種交易進行監管規制，使交易各方之間的信息對稱化、交易成本降低和資源分配效率得到了顯著提升[20-21]?？梢?，互聯網發展可以通過穩定供需平穩來抑制通貨膨脹。

從降低生產成本角度分析，互聯網的發展能夠直接降低商品和服務的成本?；ヂ摼W技術發展帶來全球信息交流更加便捷，企業的搜尋成本及商流成本顯著降低?；诨ヂ摼W獲取信息的便利性，企業生產要素的來源不再受地理空間的限制，這在一定程度上減少企業投入的生產、銷售成本[22-24]。此外，互聯網的發展通過信息資源的數字共享和創造新的就業機會，加速了勞動力要素的流動，緩解了勞動力市場分配的扭曲和失靈，進而降低了勞動力成本[25-27]。

從提高生產效率角度分析，互聯網技術的應用加快了生產環節之間的運轉速度，提高了生產效率，進而壓低了通貨膨脹[28]。具體而言，互聯網發展打通了產業鏈各個環節的流轉效率，隨著數字技術在生產、銷售等各個環節的應用，降低了業務摩擦成本，增強了產品協同效應，促使產業鏈變得更加扁平化，從而提升了全要素生產率，有利于緩解通貨膨脹帶來的壓力[15，29]。

從促進互聯網貿易發展角度分析，互聯網發展將導致因信息不對稱和特定渠道所形成的差異化優勢逐漸消失，而依靠中間環節獲得利益的經營模式也會逐步被打破?；ヂ摼W使得價格信息更加公開和透明，消費者可以根據自己的需求來挑選更好的商品。網上低價對線下實體店的運營造成影響，使實體店商品的價格進一步下跌，在某種程度上遏制了價格的上升。而且互聯網發展產生的數字化貿易簡化了線下交易的流程，成本、競爭渠道運營的優勢在短期內對通貨膨脹具有顯著的抑制作用，是降低通貨膨脹趨勢的關鍵驅動力[8]。

長期來看，隨著“互聯網+”進程的不斷推進，互聯網發展不僅極大改變了全社會的生產模式和消費習慣，還可能加劇行業競爭、引發供應鏈變革、導致經濟內在失衡等現象。

從加劇行業競爭角度分析，長期來看互聯網發展打破了傳統行業的壁壘，降低了市場準入門檻，使更多企業涌入市場，促進市場競爭。為了在市場中獲得競爭優勢，互聯網發展催生了人工智能、區塊鏈和物聯網等新興技術，企業通過云計算和數字化轉型來提高效率，因此，企業將投入更多資源進行新興技術的研發和應用，從而推高了生產成本，導致價格上漲。

從引發供應鏈變革角度分析，互聯網的興起促成了全球供應鏈的發展，許多企業依賴于互聯網技術來獲取原材料、零部件和成品等信息，搭建跨國供應鏈平臺。供應鏈的發展意味著消費者對某些商品和服務的需求迅速增長，此種需求沖擊可能導致供不應求現象，從而推高了商品和服務的價格。全球供應鏈的發展將導致物流和運輸成本上升，這些成本可能會被轉嫁給最終消費者，也將導致價格上漲。因此，互聯網的發展將通過增加供應鏈中的不穩定性和成本來推動通貨膨脹。

從經濟內在失衡角度分析，互聯網發展使得在線支付和虛擬貨幣的使用更加普遍。虛擬貨幣的價值波動和匿名性可能導致投機行為，容易造成貨幣供應量非正常性增加。因為虛擬貨幣具有價值存儲屬性，可被視為新興的投資方式，如果虛擬貨幣的價格穩定或上升，人們可能更愿意持有虛擬貨幣而不是傳統貨幣，從而將推動價格波動，降低了傳統貨幣的流通性，從而增加了通貨膨脹的風險。

綜上所述，互聯網發展短期內能抑制通貨膨脹，長期將推動通貨膨脹。

二、研究設計

（一）模型設定

菲利普斯曲線模型是研究通貨膨脹的經典模型，而實證分析中模型常分為包含預期通貨膨脹的“前瞻性”模型與包含通貨膨脹慣性的“后顧性”模型。本文構建同時包括“前瞻性”與“后顧性”的混合型新凱恩斯菲利普斯模型，引入互聯網發展水平與其他控制變量，來分析影響我國通貨膨脹的國內因素與國外因素。所使用的模型如式（1）：

其中，πt、πt-1、Etπt+1、gapt、nett分別表示通貨膨脹率、通貨膨脹慣性、預期通貨膨脹、產出缺口與互聯網發展水平。X為其他影響通貨膨脹的控制變量，包括國際能源供給沖擊（fuel）、國際食品供給沖擊（food）、國內流動性水平（m2）。

（二）數據選取與處理

在時間序列的計量分析中，數據頻率的選擇可能會導致結果存在差異。由于我國互聯網數據統計起步時間較晚且統計頻率較低，結合新凱恩斯菲利普斯模型的假設基礎，本文選取季度數據進行實證分析。為排除新冠疫情的影響，本文數據時間跨度為2008年第1季度至2019年第4季度。

本文選取的數據包括：居民消費價格指數、國內生產總值、移動電話普及率、國際能源價格指數、國際食品價格指數、美元實際有效匯率、廣義貨幣供應量。居民消費價格指數、國內生產總值、廣義貨幣供應量來自國家統計局數據，移動電話普及率來自中國工信部數據，美元實際有效匯率來自國際清算銀行（BSI）數據，國際能源價格指數、國際食品價格指數來自國際貨幣基金組織（IMF）數據。

1.通貨膨脹率（πt）：選取月度居民消費價格指數（CPI）的同比數據。將三個月的同比數據取算術平均值作為季度CPI數據。

2.通貨膨脹慣性（πt-1）：選取通貨膨脹的滯后一期作為通貨膨脹慣性。

3.預期通貨膨脹（Etπt+1）：選取萬得的CPI 同比預測數據衡量預期通貨膨脹。

4.產出缺口（gapt）：選取季度現值的國內生產總值作為原始數據。產出缺口可用實際產出對潛在產出的偏離程度來衡量。在處理數據時需要先消除通貨膨脹對名義GDP的影響。對處理后的GDP 時間序列進行季節調整并取對數值。最后用HP濾波法得到GDP的趨勢部分和波動部分，波動部分為產出缺口。

5.互聯網發展水平（nett）：采用工信部發布的移動電話普及率（部/百人）同比增長率作為互聯網發展水平的季度指標。進一步，采用移動電話用戶合計（萬戶）同比增長率做為穩健性檢驗。

6.外部供給沖擊（fuel、food）：選取國際能源、食品價格指數作為外部供給沖擊的衡量指標。將月度國際能源、食品價格指數均除以美元實際有效匯率進行調整，剔除美元匯率變化和美國國內通貨膨脹水平對價格指數的影響，并取三個月均值得到季度國際能源價格指數和國際食品價格指數。

7.國內流動性水平（m2）：采用廣義貨幣量的同比增長率代表國內流動性水平。

三、實證結果與分析

（一）基準回歸分析

將通貨膨脹慣性、預期通貨膨脹、產出缺口和互聯網發展水平作為主要解釋變量，將外部供給沖擊、國內流動性水平作為控制變量。由于預期通貨膨脹為模型的內生變量，存在預期通貨膨脹與模型擾動項相關的情況，不滿足最小二乘法的回歸條件。因此，采用廣義矩估計對模型（1）進行回歸。在工具變量的選取方面，基于工具變量的外生性與相關性要求，選擇分別滯后一階和二階項的通貨膨脹、產出缺口作為預期通貨膨脹的工具變量[30]。

采用逐步加入控制變量的方法確保模型的穩健性，回歸結果見表1。列（1）為包含預期通貨膨脹的菲利普斯曲線模型的估計結果，列（2）至列（4）則在列（1）的基礎上，依次引入了互聯網發展、外部供給沖擊（能源沖擊和食品沖擊）和國內流動性水平?？紤]到國內流動性水平對通貨膨脹的影響存在滯后效應，依次加入滯后一期、滯后二期和滯后三期的國內流動性水平，發現滯后三期的國內流動性水平對通貨膨脹影響系數顯著為正，符合理論預期。因此，列（4）是滯后三期國內流動性水平的回歸系數。采用廣義矩估計方法處理解釋變量內生性，選取的工具變量個數大于內生性變量個數，符合過度識別的情況。為了檢驗工具變量的外生性，對表1 中的列（4）進行過度識別檢驗。檢驗結果表明，檢驗的p值（P-J）為0.430 大于0.05，接受所有工具變量均為外生的原假設，即工具變量與擾動項不相關。

表1 拓展的混合型新凱恩斯菲利普斯曲線的回歸結果

對列（4）的結果進行分析。通貨膨脹慣性的系數為正（0.473），并且在1%水平上顯著。這表明過去的通貨膨脹對當前通貨膨脹有顯著的正向影響。這是由于價格水平具有一定的慣性，過去的價格水平和變動情況會對當前的價格產生影響。過去的通貨膨脹水平和變動情況也會影響經濟政策的制定和執行，從而間接地影響當前的通貨膨脹。產出缺口的系數為正（1.400），并且在1%水平上顯著。這表明產出缺口對通貨膨脹水平有顯著的正向影響。當實際產出高于潛在產出，即產出缺口為正時，經濟被視為處于過熱狀態，這可能會引發通貨膨脹壓力，導致通貨膨脹上升。預期通貨膨脹的系數為正（0.627），并且在1%水平上顯著。這表明預期通貨膨脹對通貨膨脹水平有顯著的正向影響。預期通貨膨脹是指經濟主體對未來一段時期內價格水平變動趨勢的預測或期望。當經濟主體預期未來通貨膨脹將上升時，居民可能會提前消費，從而導致當前通貨膨脹上升。反之，導致當前通貨膨脹下降。因此，預期通貨膨脹對實際通貨膨脹有著直接和重要的影響。

互聯網發展水平的系數為負（-2.849），且在1%水平上顯著。這表明互聯網發展水平對通貨膨脹水平具有顯著的負向影響?；ヂ摼W被視為一種信息傳遞和商品交易的新型媒介，其發展狀況可以極大地影響整體經濟狀況，尤其是價格水平。具體來說，互聯網的發展可以提高市場信息的透明度，降低信息的獲取成本，提高交易效率，從而在一定程度上抑制價格上漲，即通貨膨脹。此外，互聯網的發展也可以促進新的經濟形態和經營模式的產生，如電子商務和線上零售等，這些新經濟形態和經營模式往往具有更低的運營成本和更高的運營效率，這也對抑制通貨膨脹起到積極作用。因此，互聯網發展水平的提高可以有效地降低通貨膨脹水平。

從控制變量來看，國際能源價格沖擊的系數為正（0.001）但不顯著，說明國際能源價格對我國通貨膨脹影響較小。國際食品價格沖擊的系數為負（-0.020），且在1%水平上顯著。這表明國際食品價格沖擊對我國通貨膨脹水平有顯著的負向影響?？赡艿脑蛟谟?，我國是糧食大國，在面對國際糧食價格沖擊時，政府會主動調控糧食價格導致價格不升反降。滯后三期的國內流動性水平的系數為正（1.791），且在1%水平上顯著。這表明貨幣供應量的增加對通貨膨脹水平有顯著的正向影響。貨幣供應量增加，購買力可能會增加，推高商品價格，從而引發通貨膨脹。

總體看來，列（4）的解釋力度（R2）為0.947，表明模型擬合度較好，模型包含的解釋變量能夠解釋通貨膨脹水平的94.7%的變動。這意味著拓展性的菲利普斯曲線能有效解釋我國通貨膨脹變動狀況。

本文更換互聯網發展水平的衡量指標進行穩健性檢驗，選擇工信部發布的移動電話用戶合計同比增長率作為互聯網發展水平的代理變量，進行同樣的回歸分析。

回歸結果如表2所示，結果表明，在表2列（1）至列（4）中，互聯網發展水平的系數仍然顯著為負，說明更換互聯網發展水平的衡量指標以后，互聯網發展仍是抑制通貨膨脹的重要因素之一，結果與上文保持一致。此外，其他控制變量的估計系數也與上文一致，表明了研究結果的穩健性。

表2 穩健性檢驗結果

（二）影響因素重要性的拓展研究

在上文的分析中，探討了影響我國通貨膨脹水平的國內和國外相關因素。實證結果表明，當期的產出缺口和互聯網發展水平均會對通貨膨脹產生影響。進一步，以互聯網發展、產出缺口和通貨膨脹為順序構建SVAR模型，通過脈沖響應函數和方差分解，揭示互聯網發展沖擊和產出缺口沖擊在短期和長期對通貨膨脹的動態傳遞效應，并識別各沖擊對通貨膨脹波動影響的相對重要性。包含三變量的SVAR模型為：

其中，p為滯后階數；B0為變量之間的同期關系矩陣；B(L)為系數矩陣；yt=[nett，gapt，πt]'為內生變量向量，μt=[netShock，gapShock，πShock]'為獨立同分布的外生沖擊，分別代表互聯網發展沖擊、產出缺口沖擊和通貨膨脹沖擊?？蓪⒛Ｐ停?）轉化為AB型的SVAR模型，即：

前文對SVAR 模型的短期約束可通過對矩陣A和B的設定實現，具體如下：

需對矩陣A設定約束條件，以便SVAR模型能夠被識別。根據前文估計的菲利普斯曲線，互聯網發展與產出缺口會對通貨膨脹產生影響，則需要估計a31、a32；互聯網發展帶來的技術進步，提高了全要素生產率導致正的產出缺口，則需要估計a21；假設互聯網發展主要由技術進步和政策支持等長期因素推動，而不會被通貨膨脹率和產出缺口所影響，則a13=a23=0。產出缺口主要反映經濟活動相對于其潛在水平的波動，這些波動更直接地受到實際經濟沖擊，如技術變革和需求變動的影響，而不是短期內的價格水平變化，則a12=0。至此，SVAR模型設定結束。

1.模型平穩性檢驗

在構建SVAR 模型前先對時間序列進行平穩性檢驗。表3 顯示了單位根檢驗的結果。根據ADF單位根檢驗結果表明所有變量的ADF檢測值均小于1%或者5%的臨界值，都為平穩的時間序列，即各變量時間序列無擾動自相關。

表3 單位根檢驗結果

關于模型滯后期數選擇，LR 檢驗、SC 檢驗、HQ 檢驗選擇滯后階數為三階，AIC 檢驗選擇滯后階數為四階。因此，設定SVAR模型滯后階數為三階。通過對SVAR 模型的AR 根圖進行檢驗（見圖1），可以發現模型內部所有AR特征多項式的系數均小于1，即都在單位圓內，進一步表明SVAR系統是穩定的，后續脈沖響應和方差分解的結果是可信的。

圖1 SVAR模型的AR根

2.脈沖響應分析

本文重點關注在互聯網發展沖擊下，通貨膨脹的動態變化（見圖2）。結果顯示，互聯網發展的沖擊在第1期對通貨膨脹產生了負向影響，這種負向影響在第3期達到最低值，然后在第6期轉為正向?；ヂ摼W發展通常會導致生產力提高和成本降低，這種提高的效率和降低的成本通常會被轉化為更低的價格，此外，互聯網也提高了價格透明度，使消費者能夠更容易地比較價格和找到最佳交易。這可能會增加競爭，推動價格水平下降，從而在短期內降低通貨膨脹。然而，隨著時間的推移，互聯網發展可能會促進新興行業的發展，創建新的市場和服務，增加消費者的需求，這會推動價格水平上漲。這反映了經濟適應新的技術和市場條件的過程，初期的效率提高和成本降低可能被后期的需求增加和價格水平上漲所抵消[31]?？偟膩碚f，互聯網發展可能會在短期內降低通貨膨脹，但在長期內可能會導致通貨膨脹上升。

圖2 互聯網沖擊對通貨膨脹的動態影響

互聯網發展沖擊對產出缺口產生了長期的正向影響，影響在第8 期達到峰值后逐步收斂（見圖3）。產出缺口是實際GDP 和潛在GDP 之間的差距?；ヂ摼W的發展顯然可以提高生產效率，增加實際GDP，對產出缺口產生正向影響。過去幾十年，隨著互聯網的快速發展，我國經濟也取得了顯著的進步。

圖3 互聯網沖擊對產出缺口的動態影響

產出缺口沖擊下，通貨膨脹在第1期的反應為正（見圖4），這意味著當產出缺口增大（通常表示經濟過熱），通貨膨脹開始上升。當經濟活動超過其潛在水平時，資源可能會被過度使用，導致成本上升，推高通貨膨脹。隨著時間的推移，經濟可能會自我調節，使得實際產出回歸到潛在產出水平。高通貨膨脹可能抑制消費者消費，從而使需求下降。同時，企業可能會通過提高生產效率來應對成本上升。這些調節可能會使實際產出降低，產出缺口縮小，通貨膨脹響應在第6 期轉為負。第12 期后，通貨膨脹響應又轉為正并呈現微弱的震蕩趨勢后逐步收斂。

圖4 產出缺口沖擊對通貨膨脹的動態影響

3.方差分解分析

通過脈沖響應分析，觀察了不同變量對國內通貨膨脹水平的動態影響。進一步地，將分析不同變量在通貨膨脹方差中的相對重要性和解釋作用。方差分解的結果見表4。方差分解表直觀地呈現了在一定時期內，變量對通貨膨脹方差波動的解釋力。

表4 通貨膨脹方差分解結果

通貨膨脹方差分解結果表明，互聯網發展對通貨膨脹的影響在初期較小，但隨著時間的推移，它的影響逐漸顯現并保持在一定水平。從第1 期的8.155%增長到第20 期的24.882%，這顯示了互聯網發展對宏觀經濟具有深遠影響，它可能通過提高生產效率和推動創新間接影響通貨膨脹。然而，互聯網發展對通貨膨脹的影響可能需要更長的時間才能顯現，因此其貢獻度在初期較小。

產出缺口能在很大程度上解釋我國通貨膨脹變動。一方面，產出缺口貢獻率較高，在第1期，產出缺口能解釋通貨膨脹波動中約40.996%的變化。這表明傳統菲利普斯曲線理論在我國具有一定的適用性，能較好的解釋我國通貨膨脹波動。另一方面，產出缺口對通貨膨脹的影響總體呈上升趨勢，從第1期的40.996%逐步提高到第20期的49.447%，揭示了產出缺口沖擊對通貨膨脹影響具有長期性，供需失衡會導致價格水平結構性調整，進而長期影響整體經濟的價格體系。

通貨膨脹自身是影響通貨膨脹的重要因素。在第1 期，它可以解釋通貨膨脹波動中約50.848%的變化。盡管這一比例在隨后的期數中有所下降，但即使在第20 期，它仍能解釋約25.672%的通貨膨脹波動。這反映了通貨膨脹的慣性，即通貨膨脹的歷史值會影響其未來值。這可能是由于預期形成機制和價格調整的滯后性，使得過去的通貨膨脹影響當前和未來的通貨膨脹。

綜上，通過脈沖響應和方差分解的分析，可以看出互聯網發展、產出缺口和通貨膨脹慣性均對通貨膨脹產生了影響。其中，互聯網發展在短期抑制了通貨膨脹，但長期則會推動通貨膨脹，且互聯網發展已成為解釋我國通貨膨脹變化的重要因素之一。

四、結論與政策啟示

本文主要研究在數字經濟背景下，我國互聯網發展對通貨膨脹的影響。將互聯網發展水平引入混合型新凱恩斯菲利普斯曲線模型，運用廣義矩估計和向量自回歸模型（SVAR）實證檢驗互聯網發展對我國通貨膨脹的影響效果。廣義矩估計回歸結果表明互聯網發展對通貨膨脹具有顯著的抑制作用。SVAR 模型表明互聯網發展對通貨膨脹的長短期影響存在異質性，互聯網發展沖擊對通貨膨脹在短期起負向作用，但在長期具有正向影響。另外，產出缺口、通貨膨脹慣性仍是影響我國通貨膨脹的重要因素。本文研究表明，互聯網發展已成為影響我國通貨膨脹動態變化的重要因素。

本文的政策啟示如下：第一，充分利用互聯網發展調節優化供需平衡。政府應通過提高互聯網的普及率和使用效率，特別是在生產和分銷環節，促進供需之間進行更好地匹配。通過政策鼓勵企業進行數字化轉型，加強產業鏈上下游信息的透明度，提高生產效率和市場反應速度。此外，支持數字化平臺的發展，能緩解因供需不匹配造成的價格波動，進而抑制通貨膨脹。第二，加強通貨膨脹監測和預警機制的建設。政府應利用互聯網和相關技術提升通貨膨脹監測的實時性和精準性，通過建立一個涵蓋線上和線下價格數據的監測系統，實時追蹤通貨膨脹走勢，政策制定者可以更有效地預測通貨膨脹。這將有助于及時調整貨幣供應量和利率政策，應對互聯網發展導致通貨膨脹壓力。第三，細化貨幣政策工具，提高其針對性和靈活性?？紤]到互聯網技術對通貨膨脹具有短期抑制和長期促進的雙重效應，央行需要設計更為靈活的貨幣政策工具，以適應數字經濟的發展。這包括評估互聯網發展趨勢對貨幣政策的影響，并根據互聯網技術的創新發展情況調整政策工具箱，確保貨幣政策能夠及時應對通貨膨脹風險。