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。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。
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(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
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
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(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
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(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
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
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。
“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(jìn)行影態(tài)測序、鏈接、織補(bǔ)……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(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
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(jìn)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(jìn)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(jì)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(jìn)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(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)
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(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,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(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,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。
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(jìn)行估計。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。
(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(xiàng)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(shí)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(shí)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(shí)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(shí)體”。[6]221可見,其理論具有鮮明的實(shí)在論立場。
(1)
1.認(rèn)知偏差檢驗(yàn)
(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(jī)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(jī)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(jī)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(jī)發(fā)送一條短信息,主機(jī)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(jī)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(jī)手需求信息時,只需點(diǎn)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(fèi)用,材料成本的控制需要避免不必要的浪費(fèi),人力成本的控制就需要加大流水線上的機(jī)械化程度,而制造費(fèi)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(fèi),設(shè)備維修費(fèi)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(fèi)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(fèi)者,提供用戶體驗(yàn)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(jìn)面向海外個人消費(fèi)者的跨境電商零售出口模式。
P
=Hξ
+u
(4)
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)
本文選取我國季度經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行參數(shù)估計,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(shí)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(jī)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(hù)機(jī)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(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)。
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(shí)行的時候,我們也不能預(yù)先見到,所以不敢說中國應(yīng)實(shí)行多數(shù)主義,卻又不敢說中國一定不適宜多數(shù)主義。
新凱恩斯菲利普斯曲線的基準(zhǔn)形式為:
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:
(11)
其中,e
為認(rèn)知偏差。若e
>0,則說明公眾高估實(shí)際通脹率,若e
<0,則說明公眾低估實(shí)際通脹率,若e
=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(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
,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)
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(jìn)行評估,并在加入示范網(wǎng)絡(luò)的3 000個農(nóng)場里進(jìn)行試驗(yàn)。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(jī),避免造成資源浪費(fèi)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(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(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,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:
(12)
其中,β
為截距項(xiàng),β
為無偏系數(shù),u
為服從白噪聲的誤差項(xiàng)。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(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β
-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(shí)通脹率的無偏估計。
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
。弱有效性指預(yù)期通脹率與實(shí)際通脹率的偏差即e
與實(shí)際通脹率的滯后項(xiàng)不相關(guān),強(qiáng)有效性指偏差e
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>
e
=α+βL.X+ε
(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.Chibor
、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,是一種近理性預(yù)期,具有近理性特征。
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,估計過程中,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(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)估計值不顯著,因而選擇滯后4階通脹率進(jìn)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(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。
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,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(jìn)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(jìn)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。
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(jìn)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(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,估計過程中,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(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(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。
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。
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(jì)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(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。
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