中國通貨膨脹預(yù)期記憶性研究

摘要：基于央行發(fā)布的居民對下季度物價預(yù)期數(shù)據(jù)，構(gòu)建凈差額法、正態(tài)分布、均勻分布以及邏輯分布下的通貨膨脹預(yù)期，實證檢驗不同分布下通脹預(yù)期的記憶性，并在此基礎(chǔ)上研究北京、河北、江西、云南等四個省市之間記憶性差異及其微觀原因。結(jié)果表明：當我國居民通脹預(yù)期服從均勻分布時，通脹預(yù)期有可能存在記憶性，并且具有“長記憶”特征。其中北京通脹預(yù)期記憶性最短，其次是河北和云南，江西通脹預(yù)期記憶性最長。這種通脹預(yù)期記憶性的差異來源于各省市居民對未來收入信心、金融參與程度以及人均收入等微觀因素的差別。

關(guān)鍵詞： 通貨膨脹預(yù)期；記憶性；預(yù)期管理

中圖分類號：F820.5文獻標識碼：A文章編號：10037217（2018）04000206

一、引言

通貨膨脹預(yù)期記憶性是央行制定貨幣政策和加強預(yù)期管理的基礎(chǔ)，也是我國宏觀調(diào)控體系的重要組成部分，更是習(xí)近平新時代中國特色社會主義經(jīng)濟思想的重要內(nèi)容之一＼[1＼]。自從Phelps（1967）和Friedman（1968）將預(yù)期理論引入到菲利普斯曲線以來，通貨膨脹預(yù)期（以下簡稱“通脹預(yù)期”）便成為了學(xué)者們研究的焦點問題＼[2，3＼]。他們認為，膨脹預(yù)期應(yīng)為適應(yīng)性預(yù)期，其形成機制表達了居民向失誤學(xué)習(xí)的“能力”，具體表現(xiàn)為通脹預(yù)期呈現(xiàn)出一定的記憶性特征。然而，Lucas（1972）認為通脹預(yù)期不僅包含居民向失誤學(xué)習(xí)和修正的能力，更包含居民對未來經(jīng)濟政策的預(yù)判，因此，通脹預(yù)期應(yīng)該是理性預(yù)期，并不呈現(xiàn)出記憶性特征＼[4＼]。由于通脹預(yù)期的記憶性研究離不開制度背景和經(jīng)濟特點，因此，我國的通脹預(yù)期研究必然要結(jié)合當前國內(nèi)的實際情況。部分學(xué)者認為，由于現(xiàn)階段我國市場經(jīng)濟尚不完善，適應(yīng)性預(yù)期更能反映我國通貨膨脹的實際情況。比如：肖爭艷等（2005）提出了構(gòu)建我國通脹預(yù)期數(shù)據(jù)的方法，并認為我國通脹預(yù)期不是完全的理

性預(yù)期＼[5＼]；黃正新等（2016）認為我國公眾的通脹預(yù)期是一種有限理性的適應(yīng)性預(yù)期，并呈現(xiàn)非均衡性與波動性特征＼[6＼]；許志偉等（2015）也通過實證分析驗證了適應(yīng)性預(yù)期相較于理性預(yù)期能更好地解釋我國的通貨膨脹＼[7＼]。另外，還有學(xué)者以適應(yīng)性預(yù)期為基礎(chǔ)來研究我國通貨膨脹預(yù)期及貨幣政策，比如：馬理等（2016）從預(yù)期管理的角度強調(diào)了適應(yīng)性預(yù)期研究對于央行貨幣政策的重要作用＼[8＼]；王益君等（2017）則在適應(yīng)性預(yù)期的基礎(chǔ)上，對通脹預(yù)期的異質(zhì)性進行了詳細研究＼[9＼]。盡管當前國內(nèi)學(xué)者普遍認同適應(yīng)性預(yù)期更符合我國制度與經(jīng)濟特點，但鮮有以此為基礎(chǔ)對我國通貨膨脹期記憶性的研究。對此，本文主要研究以下兩方面問題：（1）基于央行城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查報告中的物價預(yù)期數(shù)據(jù)，研究我國通脹預(yù)期是否具有記憶性特征，如果存在，其表現(xiàn)為“長記憶”還是“短記憶”特征；（2）如果存在記憶性特征，則不同省市之間通脹預(yù)期的記憶性是否存在差異，如果存在差異，決定差異的因素有哪些？

二、通貨膨脹預(yù)期的測量與估計

（一）通貨膨脹預(yù)期的定性測量

本文使用中國人民銀行的《城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查報告》中關(guān)于物價預(yù)期的問題，作為構(gòu)建我國通脹預(yù)期數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)。城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查是央行1999年建立的一項季度調(diào)查制度，每季在全國50個城市的400個銀行網(wǎng)點中各隨機抽取50名儲戶作為調(diào)查對象，其中關(guān)于物價預(yù)期的問題是“您預(yù)計未來三個月內(nèi)物價水平將比現(xiàn)在如何？”，候選答案分別為：會迅速上升、會基本穩(wěn)定和會略有下降。央行通過全國近2萬份調(diào)查問卷，采用擴散指數(shù)法構(gòu)建了我國居民的未來物價預(yù)期指數(shù)。該方法首先扣除選擇“看不準”的居民數(shù)；然后，分別計算出選擇下季度物價“迅速上升”“基本穩(wěn)定”和“略有下降”的居民占比，再分別對各選項賦予1、0.5和0等三種權(quán)數(shù)；最后，通過對各選項居民占比加權(quán)求得。本文采用2003年4季度至2017年4季度各選項居民占比的數(shù)據(jù)，詳見圖1。

圖1表明，過去十五年，我國居民對于物價水平預(yù)期出現(xiàn)過兩次持續(xù)上升階段：第一階段是2006年1季度至2007年4季度，由于當時國內(nèi)固定資產(chǎn)投資快速增長，經(jīng)濟出現(xiàn)過熱并伴隨著物價水平持續(xù)上升，故使得居民不斷提高物價上漲的預(yù)期；第二階段是2009年1季度至2010年4季度，由于2008年全球性金融危機給世界經(jīng)濟造成重創(chuàng)，我國政府于2008年11月推出“4萬億”投資計劃并伴隨一系列刺激經(jīng)濟的措施，使得國內(nèi)經(jīng)濟在2009年1季度探底回升并重新進入上升軌道，因此，居民對物價上漲的預(yù)期開始攀升，直到2011年1季度央行實施偏緊縮性貨幣政策來抑制通脹，才使得居民對于物價水平的預(yù)期出現(xiàn)下降＼[10＼]。近五年以來，我國居民消費價格指數(shù)（CPI）一直維持在2%的水平上小幅波動，因此，居民對于物價水平的預(yù)期亦進入到了相對穩(wěn)定的階段。

財經(jīng)理論與實踐（雙月刊）2018年第4期2018年第4期（總第214期）于光耀：中國通貨膨脹預(yù)期記憶性研究——基于2003-2017年央行數(shù)據(jù)的實證分析

（二）通脹預(yù)期的測量方法

盡管通過城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查報告得到了關(guān)于下季度物價水平的居民占比數(shù)據(jù)，但如何將其轉(zhuǎn)化為能進行定量研究的通脹預(yù)期數(shù)據(jù)仍是許多學(xué)者研究的問題。目前，能夠?qū)崿F(xiàn)這種轉(zhuǎn)化的方法有差額法和概率法。

1.差額法。假定問卷調(diào)查報告中選擇“迅速上升”的居民占比為Rt，選擇“略有下降”的居民占比為Ft，令Bt=Rt-Ft，則Bt用來衡量居民預(yù)期下季度物價上漲的強度，Bt值介于-1～1之間。當Bt>0時，代表居民預(yù)期下季度物價上升；當Bt<0時，代表居民預(yù)期下季度物價下降；當Bt=0時，代表居民預(yù)期下季度物價水平不變。因此，通過設(shè)定通脹預(yù)期與居民預(yù)期下季度物價上漲強度之間的線性關(guān)系，可以計算通脹預(yù)期，即：Etπt+1=kRt-Ft，其中，Etπt+1為居民在t期對于t+1期的通脹預(yù)期；系數(shù)k為常數(shù)： k=∑Ti=1πt∑Ti=1Rt-Ft ，其中，πt代表t期的通貨膨脹率。

2.概率法。假定居民對于物價水平的預(yù)期服從一個概率分布，那么，居民在t期對t+1期的通脹預(yù)期是一個隨機變量，用P-at

假定存在數(shù)值at，使得Xet+1>at的概率等于預(yù)期下季度物價上升的居民占比Rt，且Xet+1<-at的概率等于預(yù)期下季度物價下降的居民占比Ft，且-atat=Rt，PXet+1<-at=Ft，P-at

如果假定at為常數(shù)a，且通脹預(yù)期的均值與通貨膨脹的均值相等，那么可以估計出a值：a=∑Tt=1πt∑Tt=1z1（t）+z2（t）/z1（t）-z2（t） ，其中，z1（t）和z2（t）的計算公式依賴于通脹預(yù)期所服從的概率分布。如果通脹預(yù)期服從正態(tài)分布，則Z1t=φ-1Ft，Z2t=φ-11-Rt，其中φ為標準正態(tài)分布的累積分布函數(shù)，此時，通脹預(yù)期及其標準差為：Etπt+1=az1（t）+z2（t）z1（t）-z2（t），stdπt+1=2az1（t）-z2（t）；如果通脹預(yù)期服從均勻分布，則Z1t=Ft-0.512，Z2t=0.5-Rt12，此時，通脹預(yù)期及其標準差為：Etπt+1=aRt-Ft1-Rt-Ft，stdπt+1=a31-Rt-Ft；如果通脹預(yù)期服從邏輯分布，則Z1t=-ln 1/Ft-13/π，Z1t=-ln（1/Ft-1）3/π，此時通脹預(yù)期及其標準差為：Etπt+1=aln 1/Ft-1-ln 1/Rt-1ln 1/Ft-1+ln 1/Rt-1，stdπt+1=2aln 1/Ft-1+ln 1/Rt-1π3 。

（三）通脹預(yù)期的估計結(jié)果

通過上述方法，結(jié)合央行2003年4季度至2017年4季度預(yù)期下季度物價水平的居民占比數(shù)據(jù)，可以得到我國通脹預(yù)期的估計結(jié)果。其中，對于預(yù)期“下季度物價上漲”的居民占比缺失數(shù)據(jù)，利用央行未來物價預(yù)期指數(shù)與預(yù)期“物價上漲”居民占比進行線性回歸的方式進行插補；對于預(yù)期“下季度物價下降”的居民占比缺失數(shù)據(jù)，利用央行構(gòu)建未來物價預(yù)期指數(shù)的公式進行反推插補。由于上述數(shù)據(jù)來源于居民預(yù)期下季度物價水平的變動情況，因此，為方便與我國通貨膨脹相比較，選取居民消費價格指數(shù)（CPI）的季度環(huán)比數(shù)據(jù)作為反映通貨膨脹的指標，詳見圖2。

數(shù)據(jù)來源：Wind資訊，根據(jù)中國人民銀行《儲戶問卷調(diào)查報告》數(shù)據(jù)計算得到。

由圖2可知，各分布下的通脹預(yù)期與通貨膨脹總體變動趨勢相一致，表明我國通脹預(yù)期與通貨膨脹之間具有較強的關(guān)聯(lián)性。同時，通過計算可知③，均勻分布下通脹預(yù)期與通貨膨脹的擬合程度要顯著優(yōu)于其他分布下通脹預(yù)期與通貨膨脹的擬合程度，表明均勻分布下的通脹預(yù)期有可能更符合當前我國制度與經(jīng)濟的現(xiàn)實情況。

三、通貨膨脹預(yù)期記憶性的實證分析

（一）我國通貨膨脹預(yù)期的記憶性檢驗

按照Phelps（1967）和Friedman（1968）對于通脹預(yù)期的描述，通脹預(yù)期可以表示為經(jīng)濟行為人向其失誤學(xué)習(xí)和修正的能力，即：

Etπt+1=θπt+1-θEt-1πt（1）

其中，θ代表學(xué)習(xí)和修正失誤的能力，0<θ<1，θ值越大代表學(xué)習(xí)能力越強，即居民受當期通貨膨脹影響越大；當θ=1時，居民預(yù)期下季度物價水平就等于本季度通貨膨脹。由于Et-1πt可以進一步用過去通貨膨脹表示，因此式（1）可以迭代轉(zhuǎn)換為：

Etπt+1=θπt+θ1-θπt-1+θ1-θ2πt-2+

…+θ1-θnπt-n （2）

此時，t期對t+1期的通脹預(yù)期可以表示為過去n期的通貨膨脹加權(quán)平均。其中，θ ， θ1-θ，θ1-θ2，…，θ1-θn 等參數(shù)構(gòu)成了過去n期通貨膨脹對通脹預(yù)期的“加權(quán)系統(tǒng)”，這個系統(tǒng)構(gòu)成了通脹預(yù)期的“記憶性”特征。當θ →0時，諸權(quán)數(shù)遞減相對緩慢，從而通脹預(yù)期表現(xiàn)為“長記憶”；相反，當θ→1時，諸權(quán)數(shù)就會急速減小，從而通脹預(yù)期呈現(xiàn)出“短記憶”特征；當θ=1時，通脹預(yù)期等于當期通貨膨脹。

為了檢驗我國通脹預(yù)期是否具有記憶性，令ω1=θ；ω2=θ1-θ，…；ωn=θ1-θn-1，則式（2）可以轉(zhuǎn)換為：

Etπt+1=θ∑ni=11-θiπt-i=∑ni=1ωiπt-i（3）

其中，∑ni=1ωi=1，通脹預(yù)期表示為過去n期通貨膨脹的加權(quán)平均，且諸權(quán)數(shù)之和等于1。首先，需要判斷通貨膨脹的滯后階數(shù)，根據(jù)SIC最小化原則，除通脹預(yù)期服從均勻分布時，通貨膨脹選擇滯后3階檢驗值最小外，在通脹預(yù)期服從其他分布時，通貨膨脹都是選擇滯后4階時檢驗值最小，見表1。因此，除均勻分布選擇通貨膨脹滯后3階進行回歸外，其他分布時均選擇通貨膨脹滯后4階進行回歸檢驗。

運用STATA分別對各分布下通脹預(yù)期及通貨膨脹進行回歸檢驗，如果不能拒絕式（3），則表明不能拒絕我國通脹預(yù)期存在記憶性假設(shè)，此時我國通脹預(yù)期有可能存在記憶性；如果拒絕式（3），則表明我國通脹預(yù)期不存在記憶性，結(jié)果見表2。

由表2可知，除均勻分布下通脹預(yù)期外，其他分布下通脹預(yù)期均可以在5%的顯著水平下拒絕記憶性假設(shè)，即當通脹預(yù)期服從正態(tài)分布、邏輯分布以及在凈差額法下得到時，我國居民通脹預(yù)期不存在記憶性；僅當通脹預(yù)期服從均勻分布時，我國居民通脹預(yù)期有可能存在記憶性。特別需要注意的是，圖2已表明均勻分布下通脹預(yù)期有可能更符合當前我國的制度與經(jīng)濟特點，因此，可以認為我國通脹預(yù)期存在記憶性。另外，根據(jù)均勻分布下通脹預(yù)期的回歸結(jié)果可知，當期通貨膨脹的回歸系數(shù)θ=0.38，由于相對于1而言，θ值更趨近于0，因此，可以判定我國通脹預(yù)期呈現(xiàn)出“較長記憶”特征。另外，由于該回歸結(jié)果中滯后3階的CPI系數(shù)為0.28，與諸權(quán)數(shù)遞減規(guī)律發(fā)生偏差，其原因是回歸方程中未加入常數(shù)項，使得回歸中漏掉的其他影響通脹預(yù)期因素作用于滯后3階CPI系數(shù)所致。由于該偏差對于θ值影響較小且方向為正，并不影響我國通脹預(yù)期呈現(xiàn)“較長記憶”的判斷，因此可以忽略。

（二）北京、河北、江西、云南四個省市通脹預(yù)期記憶性比較

根據(jù)各省市城鎮(zhèn)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)的可得性以及區(qū)位差異的顯著性，本文選取北京、河北、江西、云南四個省市為研究對象。為此，整理了2013年4季度至2017年3季度這四個省市城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查報告中關(guān)于預(yù)期下季度物價水平上升與下降的居民占比數(shù)據(jù)，對于其中的缺失值，首先利用移動平均法對未來物價預(yù)期指數(shù)進行插補，再利用未來物價預(yù)期指數(shù)與預(yù)期物價上漲居民占比之間線性回歸對預(yù)期物價上漲居民占比進行插補。對于預(yù)期物價下降居民占比缺失值，則利用央行公布的未來物價預(yù)期指數(shù)計算公式反推得出，詳見表3。

根據(jù)上述構(gòu)建均勻分布下通脹預(yù)期的估計方法，可以分別得出四個省市均勻分布下的通脹預(yù)期，見圖3。其中，北京市居民通脹預(yù)期水平要明顯高于其他省份，且通脹預(yù)期振動幅度最大；其次是河北省、云南省居民通脹預(yù)期水平；江西省居民通脹預(yù)期水平最低，且振動幅度最小。并且，北京市居民通脹預(yù)期水平要明顯高于全國通脹預(yù)期平均水平，而江西省的通脹預(yù)期水平顯著低于全國通長預(yù)期的平均水平。

為進一步準確比較北京、河北、江西、云南的通脹預(yù)期，采用均值反映各省市通脹預(yù)期的一般水平，采用方差反映通脹預(yù)期的振動幅度，即通脹預(yù)期變動的敏感程度，詳見表4。由表4可知，北京、河北、云南的CPI均值為0.14，江西的CPI均值為0.17，總體而言，四個省市通貨膨脹變動相差不大。然而，與此形成鮮明對比的是，四個省市通脹預(yù)期呈現(xiàn)出顯著差別。北京市通脹預(yù)期均值高達0.19，而江西通脹預(yù)期均值僅為0.05，并且北京通脹預(yù)期標準差為0.07，亦大于江西通脹預(yù)期標準差（0.04），表明在通貨膨脹變化相差不大的情況下，北京通脹預(yù)期水平以及敏感程度都要顯著高于江西。河北與云南的通脹預(yù)期均值為0.15，介于北京與江西之間，但河北通脹預(yù)期標準差為0.07，大于云南的0.04，表明即使在同等的通脹預(yù)期水平下，河北通脹預(yù)期的敏感程度要大于云南。

為比較四個省市通脹預(yù)期記憶性，我們需要得到各省市通脹預(yù)期“加權(quán)系統(tǒng)”中的θ值。對此，根據(jù)式（3）分別構(gòu)建均勻分布下通脹預(yù)期函數(shù)。首先，根據(jù)AIC最小化原則，北京選擇通貨膨脹滯后1階，云南選擇通貨膨脹滯后2階，河北及江西選擇通貨膨脹滯后4階，詳見表5。

基于上述四個省市通貨膨脹滯后階數(shù)的選擇結(jié)果，利用STATA進行回歸分析，結(jié)果表明：江西通脹預(yù)期的θ值為0.04，是四個省市中的最小值，表明四省市中江西居民通脹預(yù)期的記憶最長；河北、云南的θ值分別為0.27和0.39，表明河北和云南較江西而言，通脹預(yù)期記憶依次降低；北京的θ值為0.51，表明北京居民通脹預(yù)期記憶最短，詳見表6?？梢?，在通貨膨脹相差不大的情況下，不同省市之間通脹預(yù)期記憶性卻存在著較大差異。

四、通貨膨脹預(yù)期記憶性的差異分析

不同省市之間通脹預(yù)期記憶性的差異來源于各省市居民對于物價水平變動的主觀感受不同，而這種主觀感受的差異又取決于各省市居民的微觀經(jīng)濟基礎(chǔ)不同。因此，本文選取央行城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查報告中的“未來收入信心指數(shù)”“更多投資意愿比例”和“人均可支配收入”三個指標作為影響通脹預(yù)期的微觀因素＼[12＼]，反映各省市通脹預(yù)期記憶性的差別。

1.不同省市居民對未來收入的信心不同。由于未來收入信心指數(shù)反映了居民對下季度收入增加的信心，因此未來收入信心指數(shù)越高，則預(yù)期下季度收入增加的居民占比越大，進而居民通脹預(yù)期越高，這是由收入與物價水平同向變動關(guān)系決定的。并且，由于居民對未來收入有較高的信心，因此，他們對過去的物價水平并不敏感，他們的通脹預(yù)期具有較短的記憶。對此，通過將2009年4季度以來的未來收入信心指數(shù)與均勻分布下通脹預(yù)期進行比較，可以發(fā)現(xiàn)兩者之間確實存在同向變動關(guān)系，表明不同省份之間居民的未來收入信心是各省市通脹預(yù)期記憶性差異的重要因素。

2.不同省市居民的金融參與程度不同[13]。相對于選擇儲蓄來儲備資產(chǎn)的居民，一些具有更多投資意愿的居民代表著更高的金融參與程度。這些居民具備較高的財務(wù)知識和金融敏感性，為了避免因財產(chǎn)貶值而遭受損失，他們往往更關(guān)注國家的經(jīng)濟政策變動，更易于預(yù)期較高的通脹水平，故他們的通脹預(yù)期具有較短的記憶。以四個省市為例，北京的金融參與程度明顯高于江西，故北京的通脹預(yù)期記憶要短于江西的通脹預(yù)期記憶。

3.不同省市居民的平均可支配收入不相同。相對于低收入居民，高收入居民更易于預(yù)測物價水平上升，這是由于高收入居民更易于消費奢侈類商品，而這類商品容易使居民形成物價水平較高的預(yù)期。并且，由于高收入居民更在意當期物價水平高低，而對過去物價水平變動并不敏感，因此他們的通脹預(yù)期記憶較短。所以，人均收入較高省市居民的通脹預(yù)期水平顯著高于低收入省市，且通脹預(yù)期記憶明顯較短。以四個省市為例，北京的人均收入明顯高于江西，且通脹預(yù)期記憶要顯著短于江西。

五、結(jié)論

以上通過央行發(fā)布的《城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查報告》中居民預(yù)測下季度物價水平的相關(guān)數(shù)據(jù)，分別構(gòu)建了凈差額法、正態(tài)分布、平均分布以及邏輯分布下通脹預(yù)期。通過檢驗四種分布下通脹預(yù)期記憶性發(fā)現(xiàn)，僅當通脹預(yù)期服從平均分布時，我國有可能存在通脹預(yù)期記憶性，并且呈現(xiàn)出“長記憶”特征。另外，通過比較北京、河北、江西、云南四個省市通脹預(yù)期記憶性，發(fā)現(xiàn)不同省市之間的通脹預(yù)期記憶性存在顯著差異。北京通脹預(yù)期記憶性最短，其次是河北與云南，江西的通脹預(yù)期記憶性最長。通脹預(yù)期記憶性的差異來源于各省市居民關(guān)于未來收入信心、金融參與程度以及人均收入等現(xiàn)實因素的差別。因此，央行在制定通脹政策及引導(dǎo)通脹預(yù)期時，要充分考慮到各省市之間通脹預(yù)期記憶性的差異。對于具有“短記憶”省市，更要注意貨幣政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性，避免引起通脹預(yù)期的劇烈波動；對于具有“長記憶”省市，央行要提升居民對于金融產(chǎn)品的參與度，以利于有效的通脹預(yù)期管理。

注釋：

① 假定未來物價預(yù)期指數(shù)為X，預(yù)期“下季度物價上漲”居民占比為Y，則二者之間的線性回歸方程為Y=-62.89+1.52X，R2=0.9代表此方程具有較好的可靠性。

② 假定預(yù)期"下季度物價下降"人數(shù)占比為C，根據(jù)未來物價預(yù)期指數(shù)的構(gòu)建方程2X=（Y-C）+100計算導(dǎo)出C值。由于2009年3季度后央行調(diào)整了未來物價預(yù)期指數(shù)統(tǒng)計方法，計算時首先扣除對未來物價看不準的人數(shù)，而上述計算公式卻內(nèi)在假定將對未來物價看不準的人數(shù)包含在預(yù)期價格不變的人數(shù)中，所以運用上述公式計算的C值會偏低，平均偏差約為3個點，因此，本文對2009年3季度后的預(yù)期物價下降人數(shù)占比插補值向上調(diào)整了3個點。

③ 通過各分布下通脹預(yù)期與通貨膨脹的差值平方和來反映各分布下通脹預(yù)期的擬合度，經(jīng)計算，均勻分布下通脹預(yù)期的計算值為4.502，

顯著小于其他分布下通脹預(yù)期計算值。

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（責(zé)任編輯：寧曉青）