我國新凱恩斯菲利普斯曲線的經(jīng)驗(yàn)研究

戴曉兵 李志超

摘 要：本文基于1991—2020年的季度數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的狀態(tài)空間模型，采用卡爾曼濾波算法對我國學(xué)習(xí)型預(yù)期進(jìn)行了測度，并將適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期、高階滯后適應(yīng)性預(yù)期、理性預(yù)期和混合預(yù)期分別代入新凱恩斯菲利普斯曲線進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究，進(jìn)而分析我國新凱恩斯菲利普斯曲線的混合學(xué)習(xí)預(yù)期特征。研究結(jié)果表明：首先，我國適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期并非完全理性預(yù)期，而是一種近理性預(yù)期，具有近理性特征。其次，我國新凱恩斯菲利普斯曲線具有高階滯后適應(yīng)性預(yù)期與適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的混合學(xué)習(xí)預(yù)期特征，同時高階滯后預(yù)期對通脹率的影響表現(xiàn)為逆向的通脹慣性。最后，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期特征要強(qiáng)于高階滯后適應(yīng)性預(yù)期特征，即相比于高階滯后適應(yīng)性預(yù)期，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期可以更好地反映我國通脹預(yù)期形成機(jī)制，但適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期相對于高階滯后適應(yīng)性預(yù)期的強(qiáng)度受通脹率衡量指標(biāo)的影響。

關(guān)鍵詞：新凱恩斯菲利普斯曲線;混合學(xué)習(xí)預(yù)期;適應(yīng)性預(yù)期;適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期;高階滯后適應(yīng)性預(yù)期;卡爾曼濾波

中圖分類號：F822.5? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2022）04-0055-10

2019年下半年，我國整體宏觀經(jīng)濟(jì)已表現(xiàn)出由弱企穩(wěn)的增長趨勢，實(shí)際CPI通脹率也低于通脹目標(biāo)水平，盡管政府公布的2020通脹率目標(biāo)水平略高一點(diǎn)為3.5%，但實(shí)際CPI通脹率仍低于3%。一方面，是由于穩(wěn)健的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策;另一方面，也反映了國內(nèi)公眾通脹預(yù)期較為穩(wěn)定。央行從2010年開始加強(qiáng)通脹調(diào)控，2011年首次將穩(wěn)定通脹預(yù)期和控制通脹率作為貨幣政策的首要目標(biāo)，尤其是在通脹壓力較大時期更加注重通脹預(yù)期管理。（例如，2011年第一季度、2019年第四季度）。作為貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制之一的新凱恩斯菲利普斯曲線能夠較好地刻畫通脹與產(chǎn)出缺口和通脹預(yù)期的關(guān)系，因而成為各國央行制定貨幣政策的重要參考，這意味著如果能夠準(zhǔn)確刻畫通脹率與產(chǎn)出缺口的權(quán)衡關(guān)系，央行可以通過調(diào)控產(chǎn)出缺口來實(shí)現(xiàn)通脹目標(biāo)。但通脹預(yù)期會影響通脹率與產(chǎn)出缺口的權(quán)衡關(guān)系，因而合理評估通脹預(yù)期成為估計(jì)新凱恩斯菲利普斯曲線的關(guān)鍵。我國通脹預(yù)期具有怎樣的特征，是否具有近理性的學(xué)習(xí)型特征以及如何評估我國的學(xué)習(xí)型預(yù)期？受通脹預(yù)期影響，我國新凱恩斯菲利普斯曲線具有純粹預(yù)期特征還是混合預(yù)期特征，如果具有混合預(yù)期特征，那么是哪些預(yù)期的混合呢？本文正是基于上述問題，對我國通脹預(yù)期的學(xué)習(xí)型特征以及附帶混合學(xué)習(xí)預(yù)期的新凱恩斯菲利普斯曲線展開經(jīng)驗(yàn)研究。

一、文獻(xiàn)綜述

理性預(yù)期學(xué)派代表Lucas[1]指出，適應(yīng)性預(yù)期會產(chǎn)生系統(tǒng)誤差，建議用理性預(yù)期替代適應(yīng)性預(yù)期，且從理性預(yù)期的角度得到的菲利普斯曲線不論在短期還是在長期都是垂直的。Taylor [2]則對菲利普斯曲線做了改進(jìn)，認(rèn)為在粘性價格下，即使企業(yè)可以根據(jù)獲得的一切信息實(shí)現(xiàn)理性預(yù)期，菲利普斯曲線在短期也是傾斜的。那么菲利普斯曲線中的理性預(yù)期假設(shè)是否是合理的呢？Evans[3]認(rèn)為，理性預(yù)期學(xué)派對預(yù)期的假設(shè)過于嚴(yán)格，放松理性預(yù)期假設(shè)將其轉(zhuǎn)變?yōu)檫m應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期假設(shè)會更加符合公眾預(yù)期的形成機(jī)制。Cogley和Sargent[4]同樣建議使用適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的形成方式來代替理性預(yù)期。在Evans和Honkapohja[5]提出預(yù)期形成的適應(yīng)性學(xué)習(xí)理論的基礎(chǔ)上，相關(guān)文獻(xiàn)開始關(guān)注學(xué)習(xí)型預(yù)期的微觀基礎(chǔ)。Orphanides和Williams [6]通過對預(yù)期形成和參數(shù)調(diào)整機(jī)制的刻畫，使得公眾的通脹預(yù)期得以內(nèi)生化，而且通過控制學(xué)習(xí)過程的相關(guān)參數(shù)，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期可以較好地刻畫預(yù)期的有限理性內(nèi)涵。Milani[7-8]發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)行為是通脹持久性的主要來源，前瞻性因素在通脹動態(tài)中起更重要的作用。Zhang和Kim[9]基于通脹預(yù)期調(diào)查數(shù)據(jù)和近似理性預(yù)期進(jìn)行了研究證實(shí)，前瞻性行為在通脹驅(qū)動中作用較小。Sousa和Yetman[10]發(fā)現(xiàn)，新興經(jīng)濟(jì)體的央行制定政策也越來越依靠預(yù)期變量，通過分析通脹預(yù)期的影響因素比較了不同通脹預(yù)期測算方法的差異，并發(fā)現(xiàn)新興經(jīng)濟(jì)體通脹預(yù)期穩(wěn)定態(tài)勢呈現(xiàn)逐漸加強(qiáng)的趨勢。Coibion等[11]通過隨機(jī)對照實(shí)驗(yàn)研究了不同形式的溝通如何影響個體的通脹預(yù)期發(fā)現(xiàn)，影響公眾通脹預(yù)期形成的相關(guān)信息更多來自權(quán)威新聞且經(jīng)濟(jì)主體獲取信息具有很強(qiáng)的自主性。

國內(nèi)關(guān)于通脹預(yù)期的研究主要集中在我國通脹預(yù)期的測度和新凱恩斯菲利普斯曲線的特征方面。對通脹預(yù)期的測度方法大體分為三類：一是統(tǒng)計(jì)調(diào)查法。通過對公眾進(jìn)行問卷調(diào)查，獲取公眾對未來通脹的判斷數(shù)據(jù)。如黎文靖和鄭曼妮[12]將央行定期發(fā)布的儲蓄問卷調(diào)查報(bào)告數(shù)據(jù)用滾動方法進(jìn)行OLS回歸，算出預(yù)期通脹率。何啟志和姚夢雨[13]將學(xué)習(xí)型預(yù)期與調(diào)查問卷法結(jié)合起來，提出了遞歸法和滾動法兩種通脹預(yù)期測度方法。二是金融市場價格法。選取金融市場中相關(guān)指標(biāo)對未來通脹率進(jìn)行預(yù)測。如姚余棟和潭海鳴[14]利用卡爾曼濾波法，建立無套利仿射模型，從利率期限結(jié)構(gòu)中分解出中長期通脹預(yù)期。三是模型估算法。利用宏觀經(jīng)濟(jì)模型或計(jì)量模型等估計(jì)通脹預(yù)期。如卞志村和高潔超[15]基于常系數(shù)最小二乘法的固定收益學(xué)習(xí)模型對適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期進(jìn)行了估算。國內(nèi)學(xué)者也對我國新凱恩斯菲利普斯曲線的預(yù)期特征進(jìn)行了廣泛研究，近期研究認(rèn)為，很多學(xué)者認(rèn)為，我國菲利普斯曲線具有慣性特征、混合預(yù)期特征或?qū)W習(xí)型預(yù)期特征。如李昊和王少平[16]發(fā)現(xiàn)，我國通脹形成機(jī)制具有理性預(yù)期與適應(yīng)性預(yù)期相混合的特征。卞志村和胡恒強(qiáng)[17]則基于粘性信息給出了我國菲利普斯曲線具有混合預(yù)期特征的一個微觀解釋。何啟志和范從來[18]則發(fā)現(xiàn)，我國新凱恩斯菲利普斯曲線具有學(xué)習(xí)型預(yù)期特征。

適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期假設(shè)公眾能夠基于歷史信息不斷調(diào)整和更新預(yù)期行為，從而使得通脹預(yù)期逐漸趨于理性預(yù)期。相對于純粹理性預(yù)期，具有適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的公眾在得到更新信息時會立即調(diào)整自身行為，使得通脹預(yù)期趨于理性而并非完全理性，更符合公眾預(yù)期的形成方式，且體現(xiàn)了公眾對于當(dāng)期與預(yù)期信息的有限可得性。相對于純粹適應(yīng)性預(yù)期，具有適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的公眾考慮到了所有滯后通脹率包含的歷史信息，而非僅依賴一階滯后通脹率，體現(xiàn)了公眾對歷史信息的完全可得性。因此，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期可以更好地刻畫公眾通脹預(yù)期的形成過程。從現(xiàn)有研究結(jié)論可以看出，我國新凱恩斯菲利普斯曲線具有混合預(yù)期特征和學(xué)習(xí)型預(yù)期特征，但并未將混合預(yù)期與學(xué)習(xí)型預(yù)期聯(lián)系起來，本文的研究結(jié)果表明，我國新凱恩斯菲利普斯曲線具有混合學(xué)習(xí)預(yù)期的特征。

本文的創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在兩個方面：一是基于卡爾曼濾波算法的適應(yīng)性學(xué)習(xí)理論引入通脹預(yù)期測度中，并對我國通脹預(yù)期的認(rèn)知偏差、無偏性和有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。二是分別將理性預(yù)期和適應(yīng)性預(yù)期與學(xué)習(xí)型預(yù)期組成混合預(yù)期，經(jīng)驗(yàn)分析了我國新凱恩斯菲利普斯曲線的混合學(xué)習(xí)預(yù)期特征。

本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為研究設(shè)計(jì)，包括卡爾曼濾波適應(yīng)性學(xué)習(xí)方程、單一預(yù)期與混合學(xué)習(xí)預(yù)期菲利普斯曲線模型的設(shè)定;第三部分為我國適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的估計(jì)及檢驗(yàn)，包括基于卡爾曼濾波適應(yīng)性學(xué)習(xí)方程測度通脹預(yù)期，并進(jìn)行認(rèn)知偏差、無偏性和有效性檢驗(yàn);第四部分為我國混合學(xué)習(xí)新凱斯菲利普斯曲線的估計(jì)，包括基于適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期、適應(yīng)性預(yù)期和理性預(yù)期，以及由適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期和其他兩種預(yù)期組合成混合學(xué)習(xí)預(yù)期對我國菲利普斯曲線的具體形式進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析;第五部分為主要結(jié)論與政策建議。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）卡爾曼濾波適應(yīng)性學(xué)習(xí)方程的設(shè)定

假定公眾對通脹預(yù)期π*t與實(shí)際通脹率πt的關(guān)系為：

πt=π*t+ε1t（1）

其中，ε1t為預(yù)期誤差。在適應(yīng)性學(xué)習(xí)規(guī)則下，公眾在形成通脹預(yù)期時會參考?xì)v史通脹預(yù)期π*t-i及通脹率的均值，即：

ln（π*t）=ρ1ln（π*t-1）+ρ2ln（π*t-2）+ρ3ln（π*t-3）+（1-ρ1-ρ2-ρ3）ln（）+ε2t（2）

將模型（2）在π*t=1處做一階泰勒展開有：

π*t=1+ρ1（π*t-1-1）+ρ2（π*t-2-1）+ρ3（π*t-3-1）+（1-ρ1-ρ2-ρ3）ln（）+ε2t（3）

將模型（1）和模型（3）分別作為觀測方程和狀態(tài)方程，則通脹預(yù)期的適應(yīng)性學(xué)習(xí)方程可以寫成下面的狀態(tài)空間模型：

ξt=ct+Tξt-1+vt

Pt=Hξt+ut（4）

其中，H=100000000，ct=（1-ρ1-ρ2-ρ3）ln（）ln（）ln（），T=ρ1ρ2ρ3100010，ut=（ε1t，0，0），Pt=（πt，0，0），ξt=（π*t，π*t-1，π*t-2）T，vt=（ε2t，0，0）。本文通過卡爾曼濾波算法估計(jì)狀態(tài)空間模型（4），進(jìn)而得到適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期π*t。

（二）新凱恩斯菲利普斯曲線的設(shè)定

新凱恩斯菲利普斯曲線的基準(zhǔn)形式為：

πt=βπet+λyt+εt（5）

其中，λ為通脹與產(chǎn)出缺口的權(quán)衡系數(shù)，β為預(yù)期增廣系數(shù)，εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。設(shè)定πet存在三種預(yù)期形式：

首先，高階滯后適應(yīng)性預(yù)期。將各階滯后通脹率乘以一定的權(quán)重并加總求和，即πet=Et-1πt=∑kj=1β0，jπt-j。

其次，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期。將基于卡爾曼濾波算法得到的通脹預(yù)期作為適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期，即πet=π*t。

最后，理性預(yù)期。通常采用下一期實(shí)際通脹率作為當(dāng)期通脹率的理性預(yù)期，即πet=Etπt+1=πt+1。為更全面地分析我國新凱恩斯菲利普斯曲線的形式，本文分別將三種預(yù)期以及將適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期與理性預(yù)期、適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期與高階滯后預(yù)期的混合預(yù)期代入模型（5）進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析。因此，本文經(jīng)驗(yàn)分析的新凱恩斯菲利普斯曲線共五種形式，分別為：

πt=∑kj=1β0jπt-j+λyt+εt（6）

πt=β1π*t+λyt+εt（7）

πt=β2Etπt+1+λyt+εt（8）

πt=β1π*t+β2Etπt+1+λyt+εt（9）

πt=∑kj=1β0jπt-j+β1π*t+λyt+εt（10）

（三）變量選取與數(shù)據(jù)處理

本文選取我國季度經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，這是因?yàn)槟甓葦?shù)據(jù)較少，不能反映每年數(shù)據(jù)變化的具體情況，影響模型估計(jì)的有效性，而月度數(shù)據(jù)的波動性較大，影響模型估計(jì)的穩(wěn)定性。所有數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

在通脹率衡量指標(biāo)的選擇上，常用的指標(biāo)有消費(fèi)者價格指數(shù)CPI、生產(chǎn)者價格指數(shù)PPI和GDP平減指數(shù)等。PPI是反映生產(chǎn)企業(yè)提供的商品價格在一定時期內(nèi)變化程度的指標(biāo)，但其未將勞務(wù)產(chǎn)品的變化包含在內(nèi)，因而不能全面反映出物價的變化。GDP平減指數(shù)的編制是以年為單位的，不能反映作為季度通脹率的變化程度，且數(shù)據(jù)樣本容量較小，不能得出參數(shù)的有效估計(jì)量。因此，本文選擇CPI作為通脹率的衡量指標(biāo)，同時采用商品零售價格指數(shù)RPI進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)選取1991年1季度至2020年4季度的實(shí)際季度通脹率。由于CPI和RPI均為月度數(shù)據(jù)，需要將其加權(quán)平均轉(zhuǎn)化為季度數(shù)據(jù)，同時為縮短價格變化周期，本文沒有采用同比數(shù)據(jù)，而是采用季度環(huán)比數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。由于官方公布的CPI在1991—2000年、RPI在1991—2002年為同比數(shù)據(jù)，因而需要將同比數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為環(huán)比數(shù)據(jù)。

本文還選取了固定資產(chǎn)投資額、社會消費(fèi)品零售總額、進(jìn)出口差額、流通中的現(xiàn)金M0、貨幣與準(zhǔn)貨幣M2、實(shí)際通脹率、全國銀行間同業(yè)拆借市場7天加權(quán)平均利率和人民幣對美元的平均匯率等經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的其他變量，對我國適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。鑒于部分?jǐn)?shù)據(jù)的時間可得性，選擇2003—2020年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。

在產(chǎn)出缺口的估計(jì)上，常用方法有生產(chǎn)函數(shù)法和趨勢分解法兩種，包括線性趨勢法、HP濾波法以及單變量和多變量的卡爾曼濾波法等。本文采用HP濾波法對產(chǎn)出缺口進(jìn)行估計(jì)。其一，為避免通脹影響，將名義GDP轉(zhuǎn)換為實(shí)際GDP，以CPI為基礎(chǔ)的實(shí)際GDP1=名義GDP/（1+CPI），以RPI為基礎(chǔ)的實(shí)際GDP2=名義GDP/（1+RPI）。其二，為避免季節(jié)效應(yīng)的影響，采用X12方法對實(shí)際GDP1和實(shí)際GDP2進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。其三，利用HP濾波法得到以CPI為基礎(chǔ)的產(chǎn)出缺口GDP_GAP1和以RPI為基礎(chǔ)的產(chǎn)出缺口GDP_GAP2。

三、我國適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的估計(jì)及檢驗(yàn)

（一）我國適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的卡爾曼濾波估計(jì)

表1給出我國適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的卡爾曼濾波估計(jì)結(jié)果。，圖1給出了實(shí)際通脹率與估計(jì)的預(yù)期通脹率的時序圖（左邊為CPI通脹率，右邊為RPI通脹率）。由表1可知，當(dāng)用CPI衡量通脹預(yù)期時，滯后一期的預(yù)期、滯后二期的預(yù)期和滯后三期的預(yù)期對當(dāng)期預(yù)期的影響程度分別為0.7305、，滯后二期的預(yù)期對當(dāng)期預(yù)期的影響程度為0.9414和-0.7533，通脹均值對當(dāng)期預(yù)期的影響程度為0.0814。當(dāng)用RPI通脹預(yù)期時，滯后一期的預(yù)期、滯后二期的預(yù)期和滯后三期的預(yù)期對當(dāng)期預(yù)期的影響程度分別為0.7260、0.9554和-0.7632，通脹均值對當(dāng)期預(yù)期的影響程度為0.0818?？梢?，滯后通脹預(yù)期對當(dāng)期預(yù)期的影響存在顯著差別，滯后一、二期通脹預(yù)期對當(dāng)期預(yù)期存在正向影響，滯后三期通脹預(yù)期對當(dāng)期預(yù)期存在負(fù)向影響，且通脹均值對當(dāng)期預(yù)期的影響較小。

（二）我國適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的檢驗(yàn)

1.認(rèn)知偏差檢驗(yàn)

將適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期與實(shí)際通脹率的差值作為公眾對通脹率的認(rèn)知偏差，即：

et=πt-π*t（11）

其中，et為認(rèn)知偏差。若et>0，則說明公眾高估實(shí)際通脹率，若et<0，則說明公眾低估實(shí)際通脹率，若et=0，則表示公眾對實(shí)際通脹率既不存在高估也不存在低估，符合理性預(yù)期的假設(shè)。圖1分別給出了CPI通脹預(yù)期（左）和RPI通脹預(yù)期（右）認(rèn)知偏差et的時序圖。零假設(shè)為：et的均值為0，結(jié)果表明，CPI通脹預(yù)期和RPI通脹預(yù)期的認(rèn)知偏差均值為0的P值分別為0.1001和0.0712，在5%的顯著性水平下不能拒絕原假設(shè)，因而可以認(rèn)為公眾對實(shí)際通脹率的認(rèn)知偏差的均值為0 ，公眾對實(shí)際通脹率的預(yù)期既沒有高估也沒有低估。

表2給出了CPI通脹預(yù)期和RPI通脹預(yù)期認(rèn)知偏差自相關(guān)系數(shù)、偏自相關(guān)系數(shù)及其檢驗(yàn)值。由表2可知，認(rèn)知偏差前幾階的自相關(guān)系性比較明顯，但是隨著階數(shù)的滯后，認(rèn)知偏差自相關(guān)性較為顯著的情況就會消失，根據(jù)Cuckierman和Meltzer[19]，如果公眾對通脹預(yù)期的誤差只在有限階數(shù)內(nèi)存在相關(guān)性，則不能否認(rèn)公眾預(yù)期為理性預(yù)期，因?yàn)榫哂型耆硇缘墓妼ν涱A(yù)期也會出現(xiàn)這種情況，因而可以認(rèn)為適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的認(rèn)知偏差符合理性預(yù)期的要求。同時，CPI通脹率只有2、6階偏自相關(guān)系數(shù)落在兩倍標(biāo)準(zhǔn)差之外，RPI通脹率只有4階偏自相關(guān)系數(shù)落在兩倍標(biāo)準(zhǔn)差之外，其余階數(shù)的偏自相關(guān)系數(shù)均不顯著，即當(dāng)期公眾基于t期信息所得到的通脹預(yù)期認(rèn)知偏差，在保證k期信息不變的條件下，與t+k期的認(rèn)知偏差無相關(guān)性，即公眾在得到歷史信息以后，對將來任意兩期的認(rèn)知偏差均可以近似看成與歷史信息不相關(guān)，可以進(jìn)一步認(rèn)為適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期認(rèn)知偏差符合理性預(yù)期要求。

2.無偏性檢驗(yàn)

本文采用協(xié)整方法檢驗(yàn)適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的無偏性。一是對實(shí)際通脹率和預(yù)期通脹率進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明在5%的顯著性水平下，實(shí)際通脹率和預(yù)期通脹率均為不平穩(wěn)序列，其一階差分均為平穩(wěn)序列，即二者均服從一階單整。二是利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來判斷二者是否存在協(xié)整關(guān)系。表3給出了Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，由表3可知，跡統(tǒng)計(jì)量和Max統(tǒng)計(jì)量的值均大于5%臨界值，P值均小于5%，因而實(shí)際通脹率與預(yù)期通脹存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。三是進(jìn)行協(xié)整估計(jì)，實(shí)際通脹率與預(yù)期通脹率的無偏關(guān)系式可以表示為：

πt=β0+β1π*t+ut（12）

其中，β0為截距項(xiàng)，β1為無偏系數(shù)，ut為服從白噪聲的誤差項(xiàng)。無偏性原假設(shè)為：β0=0、β1=1。表4給出了模型（12）的協(xié)整估計(jì)結(jié)果。由表4可知，無論是CPI還是RPI作為通脹率，截距項(xiàng)的P值均大于0.0500，即在5%的顯著性水平下截距項(xiàng)的估計(jì)值不顯著，無偏系數(shù)的P值均趨于0，因而非常顯著。進(jìn)一步，對無偏系數(shù)約束條件β1-1=0作Wald系數(shù)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，無論是CPI還是RPI作為通脹率，F(xiàn)值和卡方統(tǒng)計(jì)量的P值均遠(yuǎn)大于0.0500，即在5%的顯著性水平下無偏顯示的估計(jì)值顯著為1。因此，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期是真實(shí)通脹率的無偏估計(jì)。

3.有效性檢驗(yàn)

通脹預(yù)期的有效性可以分為弱有效性和強(qiáng)有效性[20]。弱有效性指預(yù)期通脹率與實(shí)際通脹率的偏差即et與實(shí)際通脹率的滯后項(xiàng)不相關(guān)，強(qiáng)有效性指偏差et與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中其他變量的滯后項(xiàng)不相關(guān)。強(qiáng)有效性成立即可推出弱有效性成立，故本文檢驗(yàn)強(qiáng)有效性，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

et=α+βL.X+εet（13）

其中，L.X為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中其他變量的一階滯后項(xiàng)，包括產(chǎn)出缺口一期滯后項(xiàng)L.y、固定資產(chǎn)投資額一期滯后項(xiàng)L.I、社會消費(fèi)品零售總額一期滯后項(xiàng)L.C、進(jìn)出口差額一期滯后項(xiàng)L.NX、流通中的現(xiàn)金一期滯后項(xiàng)L.M0、貨幣與準(zhǔn)貨幣一期滯后項(xiàng)L.M2、實(shí)際通脹率一期滯后項(xiàng)L.π、全國銀行間同業(yè)拆借7天加權(quán)平均利率一期滯后項(xiàng)L.Chibort-1、人民幣對美元的平均匯率一期滯后項(xiàng)L.ER，同時為避免季節(jié)影響，將L.NX、L.C和L.I進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。表4給出通脹預(yù)期強(qiáng)有效性檢驗(yàn)的最小二乘回歸結(jié)果。由表4可知，以CPI為通脹率，除了產(chǎn)出缺口一期滯后項(xiàng)的P

值顯著小于0.0500，其余變量的P值均顯著大于0.0500，說明適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期和真實(shí)通脹率的偏差與大部分經(jīng)濟(jì)變量是不相關(guān)的，即適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期滿足強(qiáng)有效性條件，且由于實(shí)際通脹率一期滯后項(xiàng)的P值為0.2214，說明在滿足強(qiáng)有效性的前提下，弱有效性也得到驗(yàn)證;以RPI為通脹率，所有經(jīng)濟(jì)變量的P值均大于0.0500，說明基于RPI的認(rèn)知偏差與大部分的經(jīng)濟(jì)變量是不相關(guān)的，滿足強(qiáng)有效性的條件，且實(shí)際通脹率一期滯后項(xiàng)的P值為0.1705，即認(rèn)知偏差與實(shí)際通脹率的滯后項(xiàng)不相關(guān)，滿足弱有效性。

綜合來看，無論是CPI還是RPI作為通脹率，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期關(guān)于認(rèn)知偏差、無偏性和有效性的檢驗(yàn)結(jié)論一致，因而是穩(wěn)健的。當(dāng)顯著性水平為10%時，公眾基于適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期同時滿足認(rèn)知偏差均值為0、無偏性、強(qiáng)有效性以及序列不相關(guān)。然而，公眾對真實(shí)通脹率預(yù)期偏差的概率往往要大于10%，當(dāng)顯著性水平為5%或1%時，公眾基于適應(yīng)性學(xué)習(xí)的通脹預(yù)期并不完全滿足認(rèn)知偏差均值為0、無偏性、強(qiáng)有效性，因此，我國適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期并非完全理性預(yù)期，而是理性預(yù)期的一種近似估計(jì)，是一種近理性預(yù)期，具有近理性特征。

四、我國混合學(xué)習(xí)新凱恩斯菲利普斯曲線的估計(jì)

（一）基于單一預(yù)期的我國新凱恩斯菲利普斯曲線估計(jì)

本文選擇GMM方法對單一預(yù)期的新凱恩斯菲利普斯曲線中的模型（6）—模型（8）進(jìn)行估計(jì)，其中工具變量借鑒Gali和Gertler[21]與楊繼生[22]的建議，選擇滯后1—4階CPI通脹率、滯后1—4階RPI通脹率、CPI通脹預(yù)期和RPI通脹預(yù)期作為工具變量。

首先，對基于高階滯后適應(yīng)性預(yù)期的新凱恩斯菲利普斯曲線模型（6）進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)過程中，為穩(wěn)健起見，依次加入通脹率的滯后項(xiàng)并刪除不顯著的滯后項(xiàng)。當(dāng)以CPI為通脹率時，4階以上滯后項(xiàng)系數(shù)的P值均顯著大于10%，因而選擇滯后1—4階通脹率，其中滯后一階通脹率系數(shù)的P值為0.4905，參數(shù)估計(jì)值不顯著，因而刪除重新估計(jì)，表5給出了估計(jì)結(jié)果。由表5可知，滯后2—3階通脹率的系數(shù)、產(chǎn)出缺口與通脹率的權(quán)衡系數(shù)至少在10%水平下均顯著。

當(dāng)以RPI為通脹率時，4階以上滯后項(xiàng)系數(shù)的P值均顯著大于10%，因而選擇滯后1—4階通脹率，其中滯后1—3階通脹率的系數(shù)估計(jì)值不顯著，因而選擇滯后4階通脹率進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示，產(chǎn)出缺口與通脹率的權(quán)衡系數(shù)不顯著，這與CPI為通脹率的結(jié)論不一致，但4階滯后項(xiàng)系數(shù)顯著至少說明我國新凱恩斯菲利普斯曲線具有高階滯后適應(yīng)性預(yù)期的特征。

其次，對基于適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的新凱恩斯菲利普斯曲線模型（7）進(jìn)行估計(jì)，如表6所示。由表6可知，當(dāng)以CPI為通脹率時，產(chǎn)出缺口與通脹率的權(quán)衡系數(shù)顯著大于0，且模型擬合優(yōu)度顯著大于模型（6），因而模型（7）較優(yōu)，同時適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的系數(shù)為正值且P值趨于0，說明適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期對當(dāng)期通脹率存在顯著的正向影響。當(dāng)以RPI為通脹率時，產(chǎn)出缺口與通脹率的權(quán)衡系數(shù)和適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)均顯著，與前述結(jié)論一致。相對于高階滯后適應(yīng)性預(yù)期，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期可以更好地刻畫通脹預(yù)期對當(dāng)期通脹率的影響，因而我國新凱恩斯菲利普斯曲線還具有適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的特征。

最后，對基于理性預(yù)期的新凱恩斯菲利普斯曲線模型（8）進(jìn)行估計(jì)，如表7所示。由表7可知，無論是以CPI為通脹率還是以RPI為通脹率，產(chǎn)出缺口與通脹率的權(quán)衡系數(shù)、理性預(yù)期系數(shù)均不顯著，且模型擬合優(yōu)度較小，因而單一理性預(yù)期不能很好地刻畫通脹預(yù)期對當(dāng)期通脹率的影響，說明我國新凱恩斯菲利普斯曲線不具有純粹理性預(yù)期的特征。

（二）基于混合學(xué)習(xí)預(yù)期的我國新凱恩斯菲利普斯曲線估計(jì)

本文設(shè)定的混合學(xué)習(xí)預(yù)期有兩種：一種是理性預(yù)期與適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的混合學(xué)習(xí)預(yù)期;一種是高階滯后適應(yīng)性預(yù)期與適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的混合學(xué)習(xí)預(yù)期。估計(jì)過程與單一預(yù)期一致。

首先，對基于第一種混合學(xué)習(xí)預(yù)期的新凱恩斯菲利普斯曲線模型（9）進(jìn)行估計(jì)，如表8所示。由表8可知，當(dāng)以CPI為通脹率時，產(chǎn)出缺口與通脹率的權(quán)衡系數(shù)、適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)均在1%的水平下顯著，但理性預(yù)期系數(shù)卻并不顯著。對比模型（9）與模型（7）的產(chǎn)出缺口與通脹率的權(quán)衡系數(shù)及適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)，發(fā)現(xiàn)二者的系數(shù)差別不大，模型（7）中的權(quán)衡系數(shù)和學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)分別為1.1513和1.2373，模型（9）的權(quán)衡系數(shù)和學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)分別為1.0394和1.2473，且均在1%水平下顯著。這表明，理性預(yù)期的引入并不能有效改變新凱恩斯菲利普斯曲線模型（7）的預(yù)期特征，同時考慮到理性預(yù)期系數(shù)不顯著，因此，我國新凱恩斯菲利普斯曲線不具有理性預(yù)期與適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的混合學(xué)習(xí)預(yù)期特征，但具有適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期特征。當(dāng)以RPI為通

脹率時，產(chǎn)出缺口和通脹率的權(quán)衡系數(shù)、適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)在1%的水平下顯著，同時菲利普斯曲線模型（9）和模型（7）的產(chǎn)出缺口與通脹率的權(quán)衡系數(shù)及適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)估計(jì)值也差別不大且均在1%水平下顯著，新凱恩斯菲利普斯曲線模型（7）中的權(quán)衡系數(shù)和學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)分別為2.5315和1.0911，新凱恩斯菲利普斯曲線模型（9）的權(quán)衡系數(shù)和學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)分別為2.0805和1.0970。盡管新凱恩斯菲利普斯曲線模型（9）的理性預(yù)期系數(shù)在5%的水平下顯著，但其系數(shù)值（0.1644）相對于權(quán)衡系數(shù)和學(xué)習(xí)系數(shù)要小得多，理性預(yù)期對通脹率的影響依然不大，理性預(yù)期與適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的混合學(xué)習(xí)預(yù)期特征仍不顯著，但具有較強(qiáng)的適應(yīng)性預(yù)期特征，這與以CPI為通脹率的結(jié)論是一致的。

其次，對基于第二種混合學(xué)習(xí)預(yù)期的新凱恩斯菲利普斯曲線模型（10）進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)過程中，為穩(wěn)健起見，依次加入通脹率的滯后項(xiàng)并刪除不顯著的滯后項(xiàng)。當(dāng)以CPI為通脹率時，6階以上滯后項(xiàng)系數(shù)的P值均顯著大于10%，因而選擇滯后1—6階通脹率，其中滯后3階通脹率系數(shù)的P值為0.5669，參數(shù)估計(jì)值不顯著，因而刪除重新估計(jì)，表9給出了最終估計(jì)結(jié)果。由表9可知，產(chǎn)出缺口與通脹率的權(quán)衡系數(shù)和適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)均在1%的水平下顯著，且適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期對通脹率存在正向影響，這與新凱恩斯菲利普斯曲線模型（7）和模型（9）的結(jié)論一致。對比新凱恩斯菲利普斯曲線模型（10）和模型（7）的權(quán)衡系數(shù)和學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)權(quán)衡系數(shù)下降，由1.1513變?yōu)?.4829，而學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)上升，由1.2373變?yōu)?.9605，這表明，適應(yīng)性預(yù)期的引入增強(qiáng)了我國新凱恩斯菲利普斯曲線的學(xué)習(xí)預(yù)期特征。與基于高階滯后適應(yīng)性預(yù)期的新凱恩斯菲利普斯曲線模型（6）對比，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的引入顯著提高了調(diào)整擬合優(yōu)度，因而可以更好地刻畫我國新凱恩斯菲利普斯曲線的預(yù)期特征。對于通脹率的高階滯后項(xiàng)，1、2、4、5和6階滯后項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值均顯著，而在五個滯后項(xiàng)的系數(shù)中，只有5階滯后項(xiàng)的系數(shù)是正值，其他階數(shù)滯后項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)值，其中2階滯后項(xiàng)系數(shù)的絕對值最大，因而在高階滯后預(yù)期中對通脹率的影響最大。進(jìn)一步，五個滯后項(xiàng)的系數(shù)之和為-0.8876，系數(shù)之和的絕對值小于適應(yīng)性學(xué)習(xí)系數(shù)，因而適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期特征要強(qiáng)于高階滯后預(yù)期特征。這與前面的結(jié)論也一致，即相比于高階滯后預(yù)期，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期可以更好地反映我國的通脹預(yù)期形成機(jī)制。在基于混合預(yù)期的新凱恩斯菲利普斯曲線中，通脹率的滯后項(xiàng)反映了通脹慣性和貨幣政策的時滯性，但是在基于適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的條件下，通脹率滯后項(xiàng)的系數(shù)之和卻小于0，這意味著我國新凱恩斯菲利普斯曲線具有適應(yīng)性預(yù)期與適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的混合學(xué)習(xí)預(yù)期特征，同時適應(yīng)性預(yù)期對通脹率的影響表現(xiàn)為逆向的通脹慣性。

當(dāng)以RPI為通脹率時，6階以上滯后項(xiàng)的系數(shù)P值均顯著大于10%，因而選擇滯后1—6階通脹率，其中滯后3—5階通脹率的系數(shù)估計(jì)值不顯著，因而刪除重新估計(jì)，表9給出了最終估計(jì)結(jié)果。由表9可知，產(chǎn)出缺口與通脹率的權(quán)衡系數(shù)、適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)均在1%的水平下顯著，且適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期對通脹率存在正向影響，這與CPI為通脹率的結(jié)論一致，也與新凱恩斯菲利普斯曲線模型（7）和模型（9）的結(jié)論一致。對比新凱恩斯菲利普斯曲線模型（10）與模型（7）的權(quán)衡系數(shù)與學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)發(fā)現(xiàn)權(quán)衡系數(shù)下降，由2.0805變?yōu)?.3142，而學(xué)習(xí)預(yù)期系數(shù)上升，由1.0970變?yōu)?.3986，這同樣說明了適應(yīng)性預(yù)期的引入增強(qiáng)了我國新凱恩斯菲利普斯曲線的學(xué)習(xí)預(yù)期特征。與新凱恩斯菲利普斯曲線模型（6）對比，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的引入同樣顯著提高了調(diào)整擬合優(yōu)度。對于通脹率的高階滯后項(xiàng)，1、2、6階滯后項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值均顯著，而在三個滯后項(xiàng)的系數(shù)中，只有1階滯后項(xiàng)的系數(shù)是正值，其他階數(shù)滯后項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)值，三個滯后項(xiàng)的系數(shù)之和為-0.3191，系數(shù)之和的絕對值小于適應(yīng)性學(xué)習(xí)系數(shù)，因而我國新凱恩斯菲利普斯曲線具有適應(yīng)性預(yù)期與適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的混合學(xué)習(xí)預(yù)期特征，但適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期特征要強(qiáng)于高階滯后預(yù)期特征。通脹率滯后項(xiàng)的系數(shù)之和小于0，同樣說明適應(yīng)性預(yù)期對通脹率的影響表現(xiàn)為逆向的通脹慣性。這與以CPI為通脹率的結(jié)論一致。

雖然基于第二種混合學(xué)習(xí)預(yù)期可以較好地刻畫出兩種不同通脹率指標(biāo)下的我國新凱恩斯菲利普斯曲線的形式，但是估計(jì)結(jié)果還是有所差異。以CPI為通脹率的新凱恩斯菲利普斯曲線模型（10）包含五階滯后項(xiàng)，而以RPI為通脹率的菲利普斯曲線模型（10）則包含三階滯后項(xiàng)。將新凱恩斯菲利普斯曲線中通脹率滯后項(xiàng)系數(shù)和的絕對值與適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期項(xiàng)的系數(shù)相比，則以CPI為通脹率的比值為0.5016，以RPI為通脹率的比值為0.2268，說明以RPI為通脹率的新凱恩斯菲利普斯曲線的適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的特征更強(qiáng)，高階滯后適應(yīng)性預(yù)期對通脹率的影響相對較小。因而在不同通脹率指標(biāo)下，通脹預(yù)期對新凱恩斯菲利普斯曲線影響程度不同，即采用不同的指標(biāo)來

衡量通脹率，高階滯后適應(yīng)性預(yù)期和適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的影響程度會不同，因此，貨幣當(dāng)局在制定貨幣政策時，應(yīng)首先明確關(guān)心通脹率指標(biāo)，然后才能有的放矢地穩(wěn)定公眾通脹預(yù)期以及調(diào)整通脹慣性。而無論采用哪種通脹率指標(biāo)，貨幣當(dāng)局都應(yīng)提高貨幣政策的信譽(yù)度、透明度和獨(dú)立性，并適度減少貨幣政策的調(diào)整頻率，這樣既能夠穩(wěn)定公眾通脹預(yù)期，又能夠減少通脹慣性的逆向影響。

五、主要結(jié)論與政策建議

本文基于1991—2020年的季度數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的狀態(tài)空間模型，采用卡爾曼濾波算法對我國學(xué)習(xí)型通脹預(yù)期進(jìn)行了測度，并將適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期、高階滯后適應(yīng)性預(yù)期、理性預(yù)期及其混合預(yù)期分別代入新凱恩斯菲利普斯曲線進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究，進(jìn)而分析我國新凱恩斯菲利普斯曲線的混合學(xué)習(xí)預(yù)期特征。同時為使結(jié)論穩(wěn)健，本文分別以消費(fèi)者價格指數(shù)CPI和商品零售價格指數(shù)RPI為通脹率指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明：

第一，當(dāng)顯著性水平為10%時，公眾基于適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期同時滿足認(rèn)知偏差均值為0、無偏性、強(qiáng)有效性以及序列不相關(guān);當(dāng)顯著性水平為5%或1%時，公眾基于適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期并不完全滿足認(rèn)知偏差均值為0、無偏性、強(qiáng)有效性。因此，我國適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期并非完全理性預(yù)期，而是一種近理性預(yù)期，具有近理性特征。

第二，我國新凱恩斯菲利普斯曲線具有高階滯后適應(yīng)性預(yù)期與適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的混合學(xué)習(xí)預(yù)期特征，同時高階滯后適應(yīng)性預(yù)期對通脹率的影響表現(xiàn)為逆向的通脹慣性。

第三，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期特征要強(qiáng)于高階滯后適應(yīng)性預(yù)期特征，即相比于高階滯后適應(yīng)性預(yù)期，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期可以更好地反映我國通脹預(yù)期形成機(jī)制，但適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期相對于高階滯后預(yù)期的強(qiáng)度受通脹率衡量指標(biāo)的影響。

基于此，筆者提出如下政策建議：

第一，由于不同通脹率衡量指標(biāo)所對應(yīng)的新凱恩斯菲利普斯曲線的具體形式不同，具體表現(xiàn)為適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期對高階滯后預(yù)期的相對強(qiáng)度不同，或者說適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期和高階滯后預(yù)期對通脹率的影響程度不同，因而貨幣當(dāng)局在制定政策時，應(yīng)首先明確關(guān)心的是哪種通脹率指標(biāo)可以更好地對我國新凱恩斯菲利普斯曲線進(jìn)行刻畫，這樣才能保證貨幣政策有的放矢和有效性。

第二，從我國近年來貨幣政策的實(shí)踐來看，宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行本身具有復(fù)雜多變的特征，加之近兩年新冠肺炎疫情的沖擊，經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到嚴(yán)重挑戰(zhàn)，使得公眾難以形成穩(wěn)定預(yù)期，而我國新凱恩斯菲利普斯曲線具有適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期和高階滯后適應(yīng)性預(yù)期的混合學(xué)習(xí)預(yù)期特征，既包含了學(xué)習(xí)特征，又包含了慣性特征，因此，貨幣政策調(diào)控應(yīng)從兩個方面完善：一方面，對于適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期，貨幣當(dāng)局應(yīng)注意對公眾預(yù)期的引導(dǎo)，防止公眾學(xué)習(xí)程度出現(xiàn)過高或過低;另一方面，對于高階滯后適應(yīng)性預(yù)期，貨幣當(dāng)局應(yīng)適度控制貨幣政策的調(diào)整頻率。

第三，在適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的引導(dǎo)上，貨幣當(dāng)局應(yīng)重視公眾適應(yīng)性預(yù)期的形成機(jī)制。雖然本文估計(jì)的適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期可以很好地刻畫真實(shí)通脹率，但公眾的學(xué)習(xí)機(jī)制是一個不斷調(diào)整的過程，在這一調(diào)整過程中，央行溝通和貨幣政策工具實(shí)施至關(guān)重要。如果貨幣當(dāng)局溝通邊界有限造成所提供的信息不如私人信息準(zhǔn)確，或者對主要實(shí)施的貨幣政策工具并沒有給予足夠的重視，則貨幣當(dāng)局溝通反而會造成公眾信息損失，其政策實(shí)施也會與公眾的預(yù)期存在偏差。為引導(dǎo)適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期趨于理性預(yù)期，貨幣當(dāng)局應(yīng)該提高貨幣政策的透明度與可信度，提高與公眾溝通的信息質(zhì)量，確保公眾從貨幣當(dāng)局的溝通中得到的信息要大于通過其他方式所得到的信息，避免公眾形成預(yù)期過程中的信息損失。同時貨幣當(dāng)局應(yīng)注重聲譽(yù)和信用，保持貨幣政策工具實(shí)施的一致性和連貫性。，避免由于主要貨幣政策工具實(shí)施的轉(zhuǎn)換導(dǎo)致貨幣政策出現(xiàn)動態(tài)不一致性。

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An empirical Study on the New Keynesian Phillips Curve in China Based on Mixed Learning Expectation

DaiXiaobing? Guo Kai，Li Zhichao

Abstract：Based on quarterly data from 1991 to 2020，this paper uses the Kalman filter algorithm to measure China's learning inflation expectations by constructing an adaptive learning inflation expectations state space model.And the adaptive learning expectations，high-order lagging adaptive expectations，rational expectations and their mixed expectations are respectively substituted into the New Keynes Phillips Curve for empirical analysis，so as to analyze the characteristics of mixed learning expectations of China's New Keynes Phillips Curve.Empirical research shows that： （1） China's adaptive learning inflation expectations are not completely rational expectations，but a near-rational expectation with near-rational characteristics; （2） China's New Keynesian Phillips curve has the characteristics of mixed learning expectation of high-order lag adaptive expectation and adaptive learning expectation.At the same time，the impact of high-order lag expectation on inflation rate is reverse inflation inertia;（3） The characteristics of adaptive learning expectation are stronger than high-order lag expectation，that is，compared with high-order lag expectation，adaptive learning expectation can better reflect the formation mechanism of inflation expectation in China.However，the strength of adaptive learning expectation relative to high-order lag expectation is affected by the measurement index of inflation rate.

Key words：Adaptive Learning Expectation;New Keynesian Phillips Curve;Hybrid Expectation; Kalman Filter

（責(zé)任編輯：劉 艷）

收稿日期：2021-12-03

基金項(xiàng)目：教育部人文社會科學(xué)規(guī)劃基金項(xiàng)目“金融穩(wěn)定、前瞻性擴(kuò)展貨幣政策規(guī)則與不確定性：基于LRE模型的實(shí)證分析與檢驗(yàn)研究”（18YJA790027）;遼寧省教育廳高等學(xué)?；究蒲许?xiàng)目“數(shù)字普惠金融與遼寧綠色全要素生產(chǎn)率”（LJKR0432）

作者簡介：戴曉兵（1986-），女，遼寧遼陽人，講師，博士，主要從事金融市場研究。E-mail： daixiaobing_800@sina.com

李志超（1995-），男，遼寧鐵嶺人，碩士研究生，主要從事貨幣政策研究。E-mail：252182806@qq.com]