我國新凱恩斯菲利普斯曲線的經(jīng)驗研究
——基于混合學(xué)習(xí)預(yù)期的視角

2019年下半年，我國整體宏觀經(jīng)濟已表現(xiàn)出由弱企穩(wěn)的增長趨勢，實際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)水平略高一點為3.5%，但實際CPI通脹率仍低于3%。一方面，是由于穩(wěn)健的宏觀經(jīng)濟調(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。作為貨幣政策傳導(dǎo)機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)驗研究。

一、文獻(xiàn)綜述

理性預(yù)期學(xué)派代表Lucas

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

則對菲利普斯曲線做了改進，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

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)期的形成機制。Cogley和Sargent

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

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

通過對預(yù)期形成和參數(shù)調(diào)整機制的刻畫，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

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

基于通脹預(yù)期調(diào)查數(shù)據(jù)和近似理性預(yù)期進行了研究證實，前瞻性行為在通脹驅(qū)動中作用較小。Sousa和Yetman

發(fā)現(xiàn)，新興經(jīng)濟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)濟體通脹預(yù)期穩(wěn)定態(tài)勢呈現(xiàn)逐漸加強的趨勢。Coibion等

通過隨機對照實驗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)濟主體獲取信息具有很強的自主性。

“云織星族，云織女，按能力可分高、中、初三階，初階云織女，具有影態(tài)測序能力，能對智能生物進行影態(tài)測序、鏈接、織補……中階云織女，具有采集能量的能力……”壺天曉默默地說著，“可惜，具體的采集方法我暫時解讀不了，那是經(jīng)過加密的。丁達(dá)，你自己能想起密碼嗎？”

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)計調(diào)查法。通過對公眾進行問卷調(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

將央行定期發(fā)布的儲蓄問卷調(diào)查報告數(shù)據(jù)用滾動方法進行OLS回歸，算出預(yù)期通脹率。何啟志和姚夢雨

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)對未來通脹率進行預(yù)測。如姚余棟和潭海鳴

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)濟模型或計量模型等估計通脹預(yù)期。如卞志村和高潔超

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)期進行了估算。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

發(fā)現(xiàn)，我國通脹形成機制具有理性預(yù)期與適應(yīng)性預(yù)期相混合的特征。卞志村和胡恒強

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

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。

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、無偏性和有效性進行檢驗。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，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)期的估計及檢驗，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，并進行認(rèn)知偏差、無偏性和有效性檢驗；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，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行經(jīng)驗分析；第五部分為主要結(jié)論與政策建議。

在產(chǎn)出缺口的估計上，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)出缺口進行估計。其一，為避免通脹影響，將名義GDP轉(zhuǎn)換為實際GDP，以CPI為基礎(chǔ)的實際GDP1=名義GDP/(1+CPI)，以RPI為基礎(chǔ)的實際GDP2=名義GDP/(1+RPI)。其二，為避免季節(jié)效應(yīng)的影響，采用X12方法對實際GDP1和實際GDP2進行季節(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。

二、研究設(shè)計

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

（4）疑似導(dǎo)管相關(guān)血流感染 采用美國CDC標(biāo)準(zhǔn)判斷[10]：菌血癥/真菌血癥，從外周靜脈取血培養(yǎng)至少有一項是陽性的，有感染的臨床表現(xiàn)，且除了導(dǎo)管裝置或?qū)Ч芗舛嘶蛉肟谔幨米友囵B(yǎng)是陽性的，沒有其他部位血流感染來源。

薩普承認(rèn)理論本身就是一個結(jié)構(gòu)，在其看來，當(dāng)科學(xué)家提出一種理論時，就必須將理論的結(jié)構(gòu)加以闡述，即承認(rèn)現(xiàn)實世界與理論之間存在著一種圖形對應(yīng)的關(guān)系，理論的結(jié)構(gòu)就是這種與現(xiàn)象之間的各種表現(xiàn)的模型化，這里的關(guān)系即定律，實質(zhì)上薩普將理論看作是一種“關(guān)系系統(tǒng)”，該“關(guān)系系統(tǒng)”是一切邏輯上可能發(fā)生的狀態(tài)的集合，物理系統(tǒng)擁有眾多構(gòu)型，而實體的狀態(tài)是最為特殊的一個，因而所選取的少量參數(shù)值就以狀態(tài)呈現(xiàn)，理論亦即一種“集合論實體”。［6］221可見，其理論具有鮮明的實在論立場。

(1)

1.認(rèn)知偏差檢驗

(2)

ξ

=c

+Tξ

+v

(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：

農(nóng)機手在野外工作時，可能會對田間道路信息了解不足，這也是普通城市車載導(dǎo)航系統(tǒng)所不關(guān)注的，這給農(nóng)機手工作帶來了不便。本車載系統(tǒng)針對這個問題，設(shè)計了需求信息獲取模塊。當(dāng)農(nóng)機手需要查詢田間道路中的加油站、旅館和配修站等信息，只需要向主機發(fā)送一條短信息，主機接收到后，便會根據(jù)用戶的需求發(fā)送相應(yīng)的信息，車載系統(tǒng)收到主機的來信后，便會自動將用戶所需信息更新到地圖中，加以簡單顯示。圖4為獲取需求信息發(fā)送界面，農(nóng)機手需求信息時，只需點擊所需按鈕，系統(tǒng)會自動彈出如圖4所示內(nèi)容，用戶可確認(rèn)發(fā)送或取消。

一般情況下，大多數(shù)企業(yè)在生產(chǎn)環(huán)節(jié)上都需投入較多的人力、財力和物力，因此產(chǎn)品的生產(chǎn)過程是企業(yè)成本控制的重要環(huán)節(jié)。企業(yè)的生產(chǎn)成本主要包括材料成本、人力成本與制造費用，材料成本的控制需要避免不必要的浪費，人力成本的控制就需要加大流水線上的機械化程度，而制造費用的控制就需要減少公司在日常生產(chǎn)過程中因人為因素產(chǎn)生的成本，比如，水電費，設(shè)備維修費等。

跨境電商歷經(jīng)十余年的發(fā)展，跨境電商零售的優(yōu)勢逐漸顯現(xiàn)在兩方面：一是商品境外零售商直接到達(dá)境內(nèi)消費者手中，中間環(huán)節(jié)大大縮短，利潤空間更大；二是直接面向消費者，提供用戶體驗感更好的個性化定制服務(wù)，把握更精準(zhǔn)的市場需求。很多外貿(mào)企業(yè)看到了跨境零售的優(yōu)勢，堅定并改進面向海外個人消費者的跨境電商零售出口模式。

P

=Hξ

+u

(4)

(二)新凱恩斯菲利普斯曲線的設(shè)定

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結(jié)果。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、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?？梢姡瑴笸涱A(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。

(5)

(6)

(7)

π

=β

E

π

+λy

+ε

(8)

(9)

(10)

(三)變量選取與數(shù)據(jù)處理

本文選取我國季度經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行參數(shù)估計，這是因為年度數(shù)據(jù)較少，不能反映每年數(shù)據(jù)變化的具體情況，影響模型估計的有效性，而月度數(shù)據(jù)的波動性較大，影響模型估計的穩(wěn)定性。所有數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

從國內(nèi)水權(quán)交易市場的實踐來看，我國的水權(quán)交易市場需要解決兩大問題：一是水權(quán)交易市場中政府的角色定位，現(xiàn)行的水權(quán)交易市場中市場機制尚未發(fā)揮重要角色，政府仍然處于主導(dǎo)地位；二是水權(quán)交易出現(xiàn)侵害相關(guān)利益主體的現(xiàn)象，出現(xiàn)成本承擔(dān)主體與利益享有主體不匹配的現(xiàn)象，相關(guān)利益主體保護機制不健全乃至缺失。

歌詞六：先天下/后天下/黃金屋/顏如玉/沽一杯酒/紅磚墻/老牌樓/琉璃瓦/寫著拆/卻不開口/他已走/那功名/那往事/那胡同恍然如夢/已成空

在通脹率衡量指標(biāo)的選擇上，常用的指標(biāo)有消費者價格指數(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進行穩(wěn)健性檢驗。數(shù)據(jù)選取1991年1季度至2020年4季度的實際季度通脹率。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、社會消費品零售總額、進出口差額、流通中的現(xiàn)金M0、貨幣與準(zhǔn)貨幣M2、實際通脹率、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)期的有效性進行檢驗。鑒于部分?jǐn)?shù)據(jù)的時間可得性，選擇2003—2020年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行檢驗。

中國何時能夠發(fā)生社會革命？中國社會革命究竟采用何種范疇的社會主義，大概也是要按照國情和國民性決定的。未到實行的時候，我們也不能預(yù)先見到，所以不敢說中國應(yīng)實行多數(shù)主義，卻又不敢說中國一定不適宜多數(shù)主義。

三、我國適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的估計及檢驗

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

新凱恩斯菲利普斯曲線的基準(zhǔn)形式為：

(二)我國適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的檢驗

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

(11)

其中，e

為認(rèn)知偏差。若e

>0，則說明公眾高估實際通脹率，若e

<0，則說明公眾低估實際通脹率，若e

=0，則表示公眾對實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e

的時序圖。零假設(shè)為：e

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)為公眾對實際通脹率的認(rèn)知偏差的均值為0，公眾對實際通脹率的預(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

，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，因為具有完全理性的公眾對通脹預(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

盡管如此，生態(tài)植物計劃還是起到了催化劑的作用。研究基金的目標(biāo)是對更合理的殺蟲劑使用方法進行評估，并在加入示范網(wǎng)絡(luò)的3 000個農(nóng)場里進行試驗。官員在全國各地招募觀察員監(jiān)測調(diào)查農(nóng)田里病蟲害情況，并每周提供報告，這樣的監(jiān)測活動有助于農(nóng)民確定噴灑農(nóng)藥的合適時機，避免造成資源浪費和更大的農(nóng)藥污染。示范農(nóng)場網(wǎng)絡(luò)的平均農(nóng)藥使用量減少了18%，而且大多數(shù)農(nóng)場都不需要付出犧牲利潤的代價。

本文采用協(xié)整方法檢驗適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期的無偏性。一是對實際通脹率和預(yù)期通脹率進行ADF檢驗，結(jié)果表明在5%的顯著性水平下，實際通脹率和預(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)整檢驗結(jié)果，由表3可知，跡統(tǒng)計量和Max統(tǒng)計量的值均大于5%臨界值，P值均小于5%，因而實際通脹率與預(yù)期通脹存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。三是進行協(xié)整估計，實際通脹率與預(yù)期通脹率的無偏關(guān)系式可以表示為：

(12)

其中，β

為截距項，β

為無偏系數(shù)，u

為服從白噪聲的誤差項。無偏性原假設(shè)為：β

=0、β

=1。表4給出了模型(12)的協(xié)整估計結(jié)果。由表4可知，無論是CPI還是RPI作為通脹率，截距項的P值均大于0.0500，即在5%的顯著性水平下截距項的估計值不顯著，無偏系數(shù)的P值均趨于0，因而非常顯著。進一步，對無偏系數(shù)約束條件β

-1=0作Wald系數(shù)檢驗，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值顯著為1。因此，適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期是真實通脹率的無偏估計。

3.有效性檢驗

通脹預(yù)期的有效性可以分為弱有效性和強有效性

。弱有效性指預(yù)期通脹率與實際通脹率的偏差即e

與實際通脹率的滯后項不相關(guān)，強有效性指偏差e

與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中其他變量的滯后項不相關(guān)。強有效性成立即可推出弱有效性成立，故本文檢驗強有效性，檢驗?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

e

=α+βL.X+ε

(13)

其中，L.X為經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中其他變量的一階滯后項，包括產(chǎn)出缺口一期滯后項L.y、固定資產(chǎn)投資額一期滯后項L.I、社會消費品零售總額一期滯后項L.C、進出口差額一期滯后項L.NX、流通中的現(xiàn)金一期滯后項L.M0、貨幣與準(zhǔn)貨幣一期滯后項L.M2、實際通脹率一期滯后項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L.Chibor

、人民幣對美元的平均匯率一期滯后項L.ER，同時為避免季節(jié)影響，將L.NX、L.C和L.I進行季節(jié)調(diào)整。表4給出通脹預(yù)期強有效性檢驗的最小二乘回歸結(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)期和真實通脹率的偏差與大部分經(jīng)濟變量是不相關(guān)的，即適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期滿足強有效性條件，且由于實際通脹率一期滯后項的P值為0.2214，說明在滿足強有效性的前提下，弱有效性也得到驗證；以RPI為通脹率，所有經(jīng)濟變量的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)濟變量是不相關(guān)的，滿足強有效性的條件，且實際通脹率一期滯后項的P值為0.1705，即認(rèn)知偏差與實際通脹率的滯后項不相關(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、強有效性以及序列不相關(guān)。然而，公眾對真實通脹率預(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，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

(一)基于單一預(yù)期的我國新凱恩斯菲利普斯曲線估計

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)進行估計，估計過程中，為穩(wěn)健起見，依次加入通脹率的滯后項并刪除不顯著的滯后項。當(dāng)以CPI為通脹率時，4階以上滯后項系數(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)估計值不顯著，因而刪除重新估計，表5給出了估計結(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)估計值不顯著，因而選擇滯后4階通脹率進行估計。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。

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)進行估計，其中工具變量借鑒Gali和Gertler

與楊繼生

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。

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)進行估計，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。

病菌以菌絲體在種子和病殘體中越冬。大豆苗期低溫多雨發(fā)病嚴(yán)重，常造成大量缺苗；大豆重茬使田間菌源增多發(fā)病嚴(yán)重；過分密植、田間雜草多、造成植株郁閉，通風(fēng)透光差或?qū)⒋蠖狗N在低洼易澇土壤水分飽和的地塊上灰斑病發(fā)生嚴(yán)重。在大豆花莢期降雨多、濕度大有利于灰斑病發(fā)生。大豆品種間抗病性存在差異，品種成熟期與發(fā)病早晚及輕重也有一定關(guān)系。

最后，對基于理性預(yù)期的新凱恩斯菲利普斯曲線模型(8)進行估計，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

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)進行估計，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)進行估計，估計過程中，為穩(wěn)健起見，依次加入通脹率的滯后項并刪除不顯著的滯后項。當(dāng)以CPI為通脹率時，6階以上滯后項系數(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)估計值不顯著，因而刪除重新估計，表9給出了最終估計結(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，1、2、4、5和6階滯后項系數(shù)估計值均顯著，而在五個滯后項的系數(shù)中，只有5階滯后項的系數(shù)是正值，其他階數(shù)滯后項的系數(shù)均為負(fù)值，其中2階滯后項系數(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。進一步，五個滯后項的系數(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)估計值不顯著，因而刪除重新估計，表9給出了最終估計結(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，1、2、6階滯后項系數(shù)估計值均顯著，而在三個滯后項的系數(shù)中，只有1階滯后項的系數(shù)是正值，其他階數(shù)滯后項的系數(shù)均為負(fù)值，三個滯后項的系數(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)期特征要強于高階滯后預(yù)期特征。通脹率滯后項的系數(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，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。將新凱恩斯菲利普斯曲線中通脹率滯后項系數(shù)和的絕對值與適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期項的系數(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，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度、透明度和獨立性，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行經(jīng)驗研究，進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)進行檢驗。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)期的強度受通脹率衡量指標(biāo)的影響。

設(shè)施蔬菜病蟲害綠色防控示范區(qū)蔬菜病蟲害控制在經(jīng)濟允許水平之下，蔬菜產(chǎn)品無激素殘留，部分達(dá)到綠色食品等級標(biāo)準(zhǔn)。

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踐來看，宏觀經(jīng)濟運行本身具有復(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)期的形成機制。雖然本文估計的適應(yīng)性學(xué)習(xí)預(yù)期可以很好地刻畫真實通脹率，但公眾的學(xué)習(xí)機制是一個不斷調(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)注重聲譽和信用，保持貨幣政策工具實施的一致性和連貫性。

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