異質(zhì)性通脹預(yù)期對(duì)通貨膨脹形成機(jī)制的動(dòng)態(tài)影響

王益君+宋長(zhǎng)青+王紫瑜

摘 要：通過(guò)對(duì)異質(zhì)性通脹預(yù)期與實(shí)際通貨膨脹動(dòng)態(tài)關(guān)系的實(shí)證研究，證實(shí)了不同微觀經(jīng)濟(jì)主體的預(yù)期都會(huì)對(duì)實(shí)際通貨膨脹產(chǎn)生影響，并且適應(yīng)性預(yù)期所占比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于理性預(yù)期。更進(jìn)一步，適應(yīng)性預(yù)期與理性預(yù)期對(duì)實(shí)際通貨膨脹的影響力不同，理性預(yù)期對(duì)實(shí)際通貨膨脹的即期影響力大于適應(yīng)性預(yù)期，但是影響的持久性卻小于理性預(yù)期。所以央行在調(diào)控通貨膨脹的時(shí)候，應(yīng)關(guān)注微觀經(jīng)濟(jì)體的通脹預(yù)期異質(zhì)性，適時(shí)引導(dǎo)各種異質(zhì)性預(yù)期，從而錨定微觀經(jīng)濟(jì)體的預(yù)期，使得貨幣政策能夠順利實(shí)施。

關(guān)鍵詞： 通貨膨脹預(yù)期；預(yù)期異質(zhì)性；新凱恩斯菲利普斯曲線

中圖分類(lèi)號(hào)：F830.94 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003-7217（2017）03-0010-06

一、引 言

經(jīng)典的宏觀經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，通脹預(yù)期的形成機(jī)理不僅影響著實(shí)際通貨膨脹的形成，而且對(duì)貨幣政策運(yùn)行效果也有顯著的影響。所以，掌握經(jīng)濟(jì)主體的通脹預(yù)期對(duì)于理解宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀態(tài)和制定有效的貨幣政策極其重要。近年來(lái)，學(xué)術(shù)界對(duì)于通脹預(yù)期形成方式的研究主要圍繞預(yù)期的形成方式究竟是理性預(yù)期還是適應(yīng)性預(yù)期。理性預(yù)期認(rèn)為經(jīng)濟(jì)主體能夠獲得全部信息，并在此基礎(chǔ)上具備完全的能力，所以可以得到宏觀經(jīng)濟(jì)變量的無(wú)偏預(yù)測(cè)。而適應(yīng)性預(yù)期認(rèn)為經(jīng)濟(jì)主體是根據(jù)不斷修正的前期誤差來(lái)進(jìn)行以后各期的預(yù)測(cè)的。但是這些預(yù)期形成方式都假定了經(jīng)濟(jì)主體是同質(zhì)的，即公眾都采用單一的預(yù)期方式，都有相同的預(yù)期行為和結(jié)果。但是在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，由于信息的可獲得性以及認(rèn)知能力的差別，經(jīng)濟(jì)當(dāng)中的主體預(yù)期具有很大的異質(zhì)性。

國(guó)內(nèi)外已有一些學(xué)者開(kāi)始對(duì)異質(zhì)性預(yù)期進(jìn)行研究。張成思（2015）基于人民銀行每季度的“城鎮(zhèn)儲(chǔ)戶調(diào)查問(wèn)卷”與專(zhuān)家的通脹預(yù)期數(shù)據(jù)，實(shí)證了不同微觀群體的通脹預(yù)期具有明顯的異質(zhì)性[1]。Massaro（2013）在動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型框架下引入了經(jīng)濟(jì)體的異質(zhì)性預(yù)期，假定社會(huì)中一部分經(jīng)濟(jì)主體采用理性預(yù)期，而另一部分經(jīng)濟(jì)主體采用適應(yīng)性預(yù)期，進(jìn)而推導(dǎo)出異質(zhì)性預(yù)期對(duì)貨幣政策的影響[2]。許志偉（2015）借鑒了Massaro引入異質(zhì)性預(yù)期的方式，但是所使用的適應(yīng)性預(yù)期形成過(guò)程與針對(duì)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量與其不同，得出了經(jīng)濟(jì)主體中采用適應(yīng)性預(yù)期形式的人占了絕大部分，適應(yīng)性預(yù)期使得通貨膨脹對(duì)貨幣政策反應(yīng)的敏感性減弱、持久性提高[3]。但這些學(xué)者都未驗(yàn)證微觀主體異質(zhì)性預(yù)期對(duì)通貨膨脹形成機(jī)制的動(dòng)態(tài)影響。

理論上，公眾預(yù)期異質(zhì)性來(lái)源于不同經(jīng)濟(jì)主體獲取信息的能力差異及自身認(rèn)知差異。根據(jù)2005年第1季度到2016年第1季度間的數(shù)據(jù)顯示（見(jiàn)圖1），普通居民和專(zhuān)家對(duì)未來(lái)通脹預(yù)期的預(yù)測(cè)值存在很大差異。居民通脹預(yù)期在2007年末已經(jīng)達(dá)到峰值，但是專(zhuān)家通脹預(yù)期在半年后即2008年中才達(dá)到峰值。2010年末普通居民對(duì)未來(lái)的通脹預(yù)期已經(jīng)快速上升至2007年以來(lái)的最高值，但是專(zhuān)家通脹預(yù)期則在2011年第3季度才到達(dá)峰值。通過(guò)把不同微觀主體的通脹預(yù)期曲線與實(shí)際通貨膨脹曲線相比較，可以發(fā)現(xiàn)專(zhuān)家對(duì)未來(lái)通貨膨脹的預(yù)測(cè)更加吻合實(shí)際通貨膨脹數(shù)據(jù)，也就是說(shuō)專(zhuān)家預(yù)測(cè)更加理性。因?yàn)閷?zhuān)家相較普通居民掌握了更多的專(zhuān)業(yè)知識(shí)及信息。

本文使用不同微觀群體的通脹預(yù)期數(shù)據(jù)，通過(guò)對(duì)新混合凱恩斯菲利普斯曲線的分析，實(shí)證檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)主體通脹預(yù)期異質(zhì)性對(duì)實(shí)際通貨膨脹的動(dòng)態(tài)影響路徑。

二、相關(guān)文獻(xiàn)

目前，國(guó)內(nèi)外對(duì)通脹預(yù)期的研究可以分為三類(lèi)：（1）對(duì)通脹預(yù)期的測(cè)定。歸納起來(lái)有三種方法[4，5]。一是通過(guò)建立動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡宏觀經(jīng)濟(jì)模型，采用校準(zhǔn)結(jié)構(gòu)參數(shù)或者狀態(tài)空間的方式估計(jì)出不可觀測(cè)變量通脹預(yù)期值；二是利用金融市場(chǎng)名義利率、股市指標(biāo)等某些指標(biāo)計(jì)算出預(yù)期通貨膨脹率[6，7]；三是根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)計(jì)算公眾的預(yù)期，這種預(yù)期形式與現(xiàn)實(shí)最為貼近。一般使用的是人民銀行統(tǒng)計(jì)司的“城鎮(zhèn)儲(chǔ)戶調(diào)查問(wèn)卷”，采用一定的統(tǒng)計(jì)方法如C-P法計(jì)算出通脹預(yù)期。最早介紹并使用這個(gè)方法的是肖爭(zhēng)艷等（2005）[8]。（2）通脹預(yù)期的形成方式。通脹預(yù)期的形成方式可以分為理性預(yù)期與適應(yīng)性預(yù)期。國(guó)內(nèi)外的學(xué)者根據(jù)不同的通脹預(yù)期數(shù)據(jù)實(shí)證研究了通脹預(yù)期的形成方式。如Kozicki和Tinsley（2002）的研究表明，不完全理性預(yù)期的形成方式與實(shí)際數(shù)據(jù)擬合得更好[9]；張蓓（2009）的研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)城市居民的通貨膨脹預(yù)期僅具有一定的理性成份[10]；于光耀等（2011）通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，居民對(duì)未來(lái)通脹預(yù)期所服從分布的假定，是決定通脹預(yù)期是理性預(yù)期還是適應(yīng)性預(yù)期的關(guān)鍵因素[11]。（3）對(duì)通脹預(yù)期異質(zhì)性的研究。大部分的學(xué)者對(duì)預(yù)期異質(zhì)性的研究重點(diǎn)放在了經(jīng)濟(jì)體的預(yù)期異質(zhì)性是否存在。肖爭(zhēng)艷（2005）最早根據(jù)人民銀行的問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)指出公眾的通脹預(yù)期具有異質(zhì)性[8]；Pfajfar和Zakelj（2010）利用實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)方法驗(yàn)證了被調(diào)查者只有1/3是使用理性預(yù)期，其余為混合型預(yù)期和適應(yīng)性預(yù)期[12]；只有少部分學(xué)者研究了異質(zhì)性預(yù)期對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)及貨幣政策的影響[13-15]。

經(jīng)濟(jì)主體的預(yù)期并非是同質(zhì)單一的理性預(yù)期已經(jīng)被眾多學(xué)者所證實(shí)。許志偉（2015）首次在一般均衡框架下分析了異質(zhì)性預(yù)期對(duì)通貨膨脹及貨幣政策的影響[3]，但其以新凱恩斯菲利普斯曲線為基礎(chǔ)得出了結(jié)論，并未給出不同預(yù)期沖擊對(duì)實(shí)際通脹的影響。本文在此基礎(chǔ)上，結(jié)合GMM與VAR兩種估計(jì)方法，實(shí)證檢驗(yàn)混合新凱恩斯菲利普斯曲線下預(yù)期異質(zhì)性對(duì)通貨膨脹形成機(jī)制的動(dòng)態(tài)影響機(jī)制。

三、理論模型

自經(jīng)典的真實(shí)商業(yè)周期理論（Real Business Cycle）提出以來(lái)，動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型得到了極大的發(fā)展。Calvo（1983）首次在RBC模型基礎(chǔ)上引入了廠商的Calvo定價(jià)方式解決了價(jià)格粘性問(wèn)題，在交錯(cuò)價(jià)格調(diào)整模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了用以描述通貨膨脹動(dòng)態(tài)的新凱恩斯菲利普斯曲線[16]。雖然新凱恩斯菲利普斯曲線是基于一般均衡框架下建立起來(lái)的，具有良好的微觀基礎(chǔ)，但該模型采取的是完全前瞻性預(yù)期方式。實(shí)證研究表明，通貨膨脹存在較強(qiáng)的慣性，完全前瞻性的預(yù)期形式并不符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。Gali和Gertler（1999）擴(kuò)展了該模型，在保留了Calvo關(guān)于價(jià)格粘性的假設(shè)基礎(chǔ)上，引入了信息粘性[17]。其假設(shè)μ部分廠商采用前瞻性的預(yù)期定價(jià)，1-μ部分廠商采用后顧性的預(yù)期定價(jià)，并在此基礎(chǔ)上推導(dǎo)出了混合新凱恩斯菲利普斯曲線（HNKPC）。HNKPC的簡(jiǎn)化形式可以表示為：

（二）變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)處理

本文所涉及的變量有：產(chǎn)出缺口、通貨膨脹率、居民通貨膨脹預(yù)期及專(zhuān)家通貨膨脹預(yù)期。所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、人民銀行網(wǎng)站及“北大CMRC朗潤(rùn)預(yù)測(cè)”網(wǎng)站，全部使用季度數(shù)據(jù)，時(shí)間為2005年第1季度至2016年第2季度。本文所有數(shù)據(jù)及模型均使用Eviews 8軟件處理。具體各變量的數(shù)據(jù)處理如下：

1.產(chǎn)出缺口。根據(jù)以往學(xué)者的研究，使用實(shí)際GDP增長(zhǎng)率與目標(biāo)GDP增長(zhǎng)率之差來(lái)衡量產(chǎn)出缺口。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的是每季度名義GDP現(xiàn)值，需要先將其轉(zhuǎn)換為以2005年第一季度為基期的實(shí)際GDP數(shù)據(jù)。本文使用CPI來(lái)代替GDP平減指數(shù)。由于統(tǒng)計(jì)局公布的是CPI月度環(huán)比數(shù)據(jù)，所以，首先需要根據(jù)月度環(huán)比指數(shù)數(shù)據(jù)算出月度定基指數(shù)數(shù)據(jù)：即以2005年1月為基期，每月定基指數(shù)等于當(dāng)月環(huán)比指數(shù)除以100乘以上月定基指數(shù)，再以此為基礎(chǔ)計(jì)算出季度定基價(jià)格指數(shù)（即每三個(gè)月定基指數(shù)的算術(shù)平均值）。實(shí)際GDP數(shù)據(jù)就等于名義GDP乘以季度定基價(jià)格指數(shù)。算出的實(shí)際GDP取對(duì)數(shù)后用X11方法去除季節(jié)因素，再用HP濾波法即可求出產(chǎn)出缺口變量的數(shù)據(jù)。

2.通貨膨脹率。根據(jù)張成思等的研究，采用同比季度居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）來(lái)衡量通貨膨脹率。因?yàn)閲?guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的是月度同比CPI指數(shù)，所以，用上面算出的季度CPI定基數(shù)據(jù)再算出CPI同比季度數(shù)據(jù)。

3.通貨膨脹預(yù)期。由于專(zhuān)業(yè)機(jī)構(gòu)及專(zhuān)家掌握更多的知識(shí)和信息，也具備分析判斷經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的能力，所以用“北大CMRC朗潤(rùn)預(yù)測(cè)”中機(jī)構(gòu)專(zhuān)家對(duì)未來(lái)通脹的預(yù)期代表理性預(yù)期①，用人民銀行公布的“城鎮(zhèn)儲(chǔ)戶收入與物價(jià)擴(kuò)散指數(shù)表”中的“未來(lái)物價(jià)預(yù)期指數(shù)”來(lái)代表普通公眾的適應(yīng)性預(yù)期。

本文采用央行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)中計(jì)算居民通脹預(yù)期指數(shù)的辦法②，其具體的計(jì)算方法是：先扣除選擇“看不準(zhǔn)”的居民數(shù)，然后分別計(jì)算認(rèn)為下季物價(jià)“上升”與“基本不變”的居民占比，再分別賦予權(quán)重1和0.5 后求和得出。由于2009年3季度開(kāi)始，央行調(diào)整了指數(shù)的計(jì)算方法。所以2009年3季度之后和之前的計(jì)算方法不同，需要調(diào)整到同一方法，調(diào)整方法如下：假設(shè)在任意時(shí)期，預(yù)測(cè)下期物價(jià)上升的人數(shù)百分比為R，預(yù)測(cè)下期物價(jià)基本不變的人數(shù)百分比為N，預(yù)測(cè)下期物價(jià)下降的人數(shù)百分比為F。未來(lái)物價(jià)預(yù)期指數(shù)在2009年3季度之前的計(jì)算方法是：Z1=R-F。而在2009年3季度之后的算法為：Z2=R+0.5N。同時(shí)又已知R+F+N=1，進(jìn)而有Z2=（Z1+1）/2。根據(jù)上述關(guān)系，可以將2009年3季度之前的未來(lái)物價(jià)預(yù)期指數(shù)重新計(jì)算，得到算法一致的該指數(shù)的時(shí)間序列。因?yàn)榫用裢涱A(yù)期易受媒體及專(zhuān)家預(yù)期的影響，存在適應(yīng)性學(xué)習(xí)的特點(diǎn)，所以，用其代表經(jīng)濟(jì)體中的適應(yīng)性預(yù)期。

（三）單位根及格蘭杰Granger因果檢驗(yàn)

為避免時(shí)間序列數(shù)據(jù)的偽回歸，在建立具體的計(jì)量模型之前先要檢驗(yàn)各變量的單位根。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法，主要變量單位根的檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從表1可以看出，所有變量均為0階平穩(wěn)。

為了檢驗(yàn)居民通脹預(yù)期、專(zhuān)家通脹預(yù)期這兩種異質(zhì)性預(yù)期對(duì)實(shí)際通脹是否真的有影響，需要對(duì)各變量間的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。根據(jù)SC準(zhǔn)則，滯后期選擇1，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。從表2的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在1%的顯著性水平下，拒絕了專(zhuān)家通脹預(yù)期不是實(shí)際通貨膨脹變動(dòng)的格蘭杰原因假設(shè)，也就意味著專(zhuān)家通脹預(yù)期會(huì)影響到實(shí)際通貨膨脹。同樣，在1%的顯著性水平下，拒絕了居民通脹預(yù)期不是實(shí)際通貨膨脹變動(dòng)的格蘭杰因果假設(shè)，也即居民通脹預(yù)期同樣會(huì)影響到實(shí)際通貨膨脹。這兩者都證實(shí)了預(yù)期的自我實(shí)現(xiàn)原理。同時(shí)，在1%的顯著性水平下，產(chǎn)出缺口也是通貨膨脹的格蘭杰原因，所以模型整體設(shè)定合理。

（四）基于系統(tǒng)GMM方法估計(jì)的菲利普斯曲線

采用系統(tǒng)GMM法估計(jì)，異質(zhì)性預(yù)期主體對(duì)實(shí)際通貨膨脹率的影響大?、邸⒖糂lundell 和 Bond[18]（1998）的具體做法，將內(nèi)生解釋變量的差分項(xiàng)作為方程中水平內(nèi)生解釋變量的工具變量（因其與內(nèi)生解釋變量相關(guān)，但與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)）。所以，選擇滯后三期和四期的實(shí)際通貨膨脹率、產(chǎn)出缺口滯后兩階、產(chǎn)出缺口的二階差分作為工具變量，最后得到的模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表3。

模型擬合優(yōu)度R2為91.46%，Sagan檢驗(yàn)值為0.1579，說(shuō)明不能拒絕工具變量有效的零假設(shè)，模型擬合較好。因?yàn)棣?γω，θ=γ（1-ω），所以，根據(jù)表3中的δ和θ值反推回去，可以算出ω≈0.1022，1-ω≈0.8978。即微觀經(jīng)濟(jì)體中適應(yīng)性預(yù)期對(duì)通貨膨脹的影響力為10.22%，假設(shè)經(jīng)濟(jì)體服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，則可以推出其對(duì)應(yīng)的下側(cè)分位數(shù)為-1.63。然后，在六個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的范圍內(nèi)可以算出采用適應(yīng)性預(yù)期的經(jīng)濟(jì)體總占比為73%。這個(gè)結(jié)論和許志偉[3]（2015）通過(guò)參數(shù)校準(zhǔn)方法估算出來(lái)的經(jīng)濟(jì)體中適應(yīng)性預(yù)期占絕大多數(shù)比例的結(jié)論大體一致，其估算值為經(jīng)濟(jì)體中適應(yīng)性預(yù)期占比為80%。

此外，根據(jù)表3還可得出以下結(jié)論：（1）滯后一期的通貨膨脹對(duì)當(dāng)期通貨膨脹的影響系數(shù)為0.22，且在5%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明通脹存在一定的慣性。（2）居民的通脹預(yù)期與專(zhuān)家的通脹預(yù)期都對(duì)當(dāng)期的通貨膨脹有正影響，但是θ的數(shù)值要小于δ，所以，專(zhuān)家預(yù)期也就是理性預(yù)期對(duì)通脹的影響力更大。

（五）基于VAR方法的廣義脈沖響應(yīng)分析

為進(jìn)一步詳細(xì)分析各種不同異質(zhì)性預(yù)期對(duì)實(shí)際通貨膨脹變動(dòng)的動(dòng)態(tài)影響，繼續(xù)采用VAR方法分析帶有異質(zhì)性預(yù)期的菲利普斯曲線，即用公式（4）分析預(yù)期變動(dòng)的脈沖影響。根據(jù)SC準(zhǔn)則，滯后階數(shù)選擇1。對(duì)模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)得出的四個(gè)特征方程根都落在單位圓內(nèi)，說(shuō)明VAR（1）模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定。為了避免脈沖響應(yīng)結(jié)果依賴(lài)變量間的排序，所以，使用廣義脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖2所示。

脈沖響應(yīng)用于分析隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)的動(dòng)態(tài)影響程度。通過(guò)圖2擾動(dòng)項(xiàng)軌跡的分析可以看出，居民和專(zhuān)家的影響力是如何影響實(shí)際通貨膨脹的動(dòng)態(tài)變動(dòng)機(jī)制的。圖2中實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。圖2（右）反映了實(shí)際通貨膨脹對(duì)來(lái)自專(zhuān)家預(yù)期一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)。實(shí)際通貨膨脹會(huì)立刻上升0.5%，預(yù)期對(duì)通脹的影響力最大，隨后影響力快速下降衰減，至第3期影響力變?yōu)槲⑷踟?fù)向影響，到第10期后就逐步恢復(fù)均衡。圖2（左）反映了實(shí)際通貨膨脹對(duì)來(lái)自居民預(yù)期的1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)。實(shí)際通脹從第0期開(kāi)始上升，在第3期對(duì)通脹預(yù)期的影響力達(dá)到峰值幾乎接近0.8%，說(shuō)明居民預(yù)期對(duì)實(shí)際通脹的影響不僅有滯后效應(yīng)，而且大于專(zhuān)家預(yù)期對(duì)通貨膨脹的影響。之后，通脹預(yù)期對(duì)實(shí)際通脹的影響力逐漸衰減，在第8期左右變成負(fù)向影響，在14期以后逐步恢復(fù)均衡。對(duì)比居民通脹預(yù)期與專(zhuān)家通脹預(yù)期，可以發(fā)現(xiàn)居民通脹預(yù)期對(duì)實(shí)際通貨膨脹的影響不僅大于專(zhuān)家預(yù)期，而且影響力更持久，恢復(fù)均衡的時(shí)間也更長(zhǎng)。

具體地，從脈沖響應(yīng)圖分析可以得出如下結(jié)論：首先，居民及專(zhuān)家兩種不同異質(zhì)性預(yù)期對(duì)實(shí)際通貨膨脹的動(dòng)態(tài)影響路徑是不同的。專(zhuān)家的理性預(yù)期在當(dāng)期影響力最大，并快速衰減，而居民的適應(yīng)性預(yù)期則滯3期左右才達(dá)到峰值，且影響力大于理性預(yù)期對(duì)實(shí)際通貨膨脹的沖擊。其次，居民和專(zhuān)家的通脹預(yù)期都具有預(yù)期自我實(shí)現(xiàn)效應(yīng)，來(lái)自居民和專(zhuān)家預(yù)期的正向沖擊會(huì)對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生正向影響，使通貨膨脹立刻或滯后1期上漲。所以，央行應(yīng)錨定經(jīng)濟(jì)主體的通脹預(yù)期以平穩(wěn)實(shí)際通貨膨脹。

五、基于模型的主要結(jié)論及政策建議

（一）主要結(jié)論

首先，微觀經(jīng)濟(jì)體理性預(yù)期和適應(yīng)性預(yù)期這兩種異質(zhì)性預(yù)期的同時(shí)存在，對(duì)實(shí)際通貨膨脹的動(dòng)態(tài)影響路徑是不同的。VAR模型表明理性預(yù)期對(duì)通脹的即期影響力要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于適應(yīng)性預(yù)期。但是適應(yīng)性預(yù)期的影響持久性卻遠(yuǎn)大于理性預(yù)期，也就是適應(yīng)性預(yù)期具有更強(qiáng)的滯后效應(yīng)，理性預(yù)期則具有很強(qiáng)的現(xiàn)期效應(yīng)。其次，根據(jù)GMM模型理性預(yù)期與適應(yīng)性預(yù)期系數(shù)的大小，可以看出理性預(yù)期與適應(yīng)性預(yù)期對(duì)通貨膨脹的影響力是不同的。適應(yīng)性通脹預(yù)期的影響力要小于理性預(yù)期對(duì)實(shí)際通貨膨脹的影響力。再次，GMM實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，具有理性預(yù)期的微觀主體在經(jīng)濟(jì)體中占較小部分，大部分微觀經(jīng)濟(jì)體是采用適應(yīng)性預(yù)期方式。最后，GMM模型估計(jì)出來(lái)的理性預(yù)期和適應(yīng)性預(yù)期的系數(shù)均為正，表明對(duì)實(shí)際通貨膨脹有正向影響，證實(shí)了預(yù)期自我實(shí)現(xiàn)理論。

（二）政策建議

結(jié)合GMM及VAR所分析的結(jié)果，央行貨幣政策制定者需要充分考慮到經(jīng)濟(jì)體中大部分微觀主體采取適應(yīng)性預(yù)期，并且適應(yīng)性預(yù)期對(duì)通貨膨脹有正向影響，且影響周期較長(zhǎng)的事實(shí)來(lái)制定通脹預(yù)期管理政策。即貨幣政策制定者要管好公眾的預(yù)期行為，就需要加強(qiáng)與公眾的及時(shí)溝通，及時(shí)向公眾傳達(dá)政府的政策立場(chǎng)，堅(jiān)定公眾的信心，使個(gè)體的預(yù)期趨向于“向前”的理性預(yù)期。同時(shí)，因?yàn)槔硇灶A(yù)期對(duì)通脹有很強(qiáng)的影響力，所以，還應(yīng)加強(qiáng)與專(zhuān)業(yè)機(jī)構(gòu)及媒體的溝通，引導(dǎo)好理性預(yù)期。因此，政府應(yīng)該實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制，加強(qiáng)信息披露，擴(kuò)寬央行與專(zhuān)業(yè)機(jī)構(gòu)及媒體的信息傳遞通道，加強(qiáng)對(duì)普通居民及專(zhuān)業(yè)機(jī)構(gòu)的通脹預(yù)期管理，以減少公眾、專(zhuān)業(yè)機(jī)構(gòu)這些異質(zhì)性個(gè)體與中央銀行的預(yù)期差異，以達(dá)到有效實(shí)施貨幣政策的目的。

注釋?zhuān)?/p>

①“北大CMRC朗潤(rùn)預(yù)測(cè)”是由北京大學(xué)中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心發(fā)布的，其每季度邀請(qǐng)十幾家經(jīng)濟(jì)研究機(jī)構(gòu)和CCER一起對(duì) GDP、工業(yè)增加值、CPI、投資、利率、匯率等十項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行預(yù)測(cè)?！袄蕽?rùn)預(yù)測(cè)”的專(zhuān)家通脹預(yù)期預(yù)測(cè)值采用簡(jiǎn)單算術(shù)平均和加權(quán)平均兩種方法計(jì)算。后者是對(duì)各預(yù)測(cè)機(jī)構(gòu)的上期預(yù)測(cè)誤差進(jìn)行調(diào)整后的計(jì)算結(jié)果，預(yù)測(cè)誤差越小，加權(quán)系數(shù)越大。因此，本文采用“朗潤(rùn)預(yù)測(cè)”的季度值來(lái)代替經(jīng)濟(jì)主體中的理性預(yù)期。

②居民通脹預(yù)期指數(shù)的計(jì)算是以中國(guó)人民銀行每季度在全國(guó)50個(gè)城市面向2萬(wàn)名城鎮(zhèn)儲(chǔ)戶開(kāi)展的問(wèn)卷調(diào)查為基礎(chǔ)的。受訪者需預(yù)測(cè)下一期物價(jià)將會(huì)如何變化，問(wèn)卷中有“上升”“下降”“不變”和“看不準(zhǔn)”四個(gè)選項(xiàng)。通過(guò)一定的統(tǒng)計(jì)方法如C-P概率法即可算出居民通脹預(yù)期指數(shù)，因?yàn)橐延斜姸鄬W(xué)者進(jìn)行了研究，這里就不再贅述。

③GMM估計(jì)比經(jīng)典的OLS普通最小二乘估計(jì)限制更少，允許隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)存在異方差和自相關(guān)等情況。但是GMM法的一個(gè)核心難題是工具變量的選擇，容易出現(xiàn)弱工具變量問(wèn)題，而改進(jìn)的系統(tǒng)GMM 估計(jì)法可以利用內(nèi)生解釋變量的一階差分值作為工具變量，來(lái)克服解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題，而不需要尋求其他的工具變量。

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（責(zé)任編輯：王鐵軍）

Abstract：Through the empirical research on the relationship between heterogeneous inflationary expectation and actual inflation，it is confirmed that the different microeconomic subjects all have impacts on the actual inflation.The proportion of adaptive expectation in the microeconomics is far greater than that of rational expectation.The effect of adaptive expectation and rational expectation on actual inflation is different.The impact of adaptive expectation on actual inflation is greater than that of rational.The persistence of the effect is also greater than the rational expectation.Therefore，the central bank should pay attention to the microeconomics heterogeneity of inflation expectations，so as to anchor the economys expectations，and make the smooth implementation of monetary policy.

Key words：Inflation expectation；Expectation heterogeneity；HNKPC