馬文濤

(西安交通大學(xué) 經(jīng)濟與金融學(xué)院，陜西 西安 710049)

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預(yù)期形成機制的選擇、宏觀政策搭配與通脹預(yù)期管理

馬文濤

(西安交通大學(xué) 經(jīng)濟與金融學(xué)院，陜西 西安 710049)

文章從中國宏觀政策現(xiàn)實出發(fā)，分析了預(yù)期形成機制對宏觀政策搭配及通脹預(yù)期管理的影響。研究發(fā)現(xiàn)，基于學(xué)習(xí)型預(yù)期的動態(tài)隨機一般均衡模型不僅能刻畫預(yù)期通脹與實際通脹之間的趨勢一致性與持續(xù)偏離，還能反映中國人民銀行所公布的物價預(yù)期指數(shù)和國家統(tǒng)計局所公布的消費者預(yù)期指數(shù)的變化情況。從通脹預(yù)期管理角度看，宏觀政策搭配不僅受基本面因素制約，還受公眾預(yù)期形成機制的顯著影響，并且應(yīng)適時地由傳統(tǒng)的“一松一緊”模式轉(zhuǎn)變?yōu)椤半p松”或“雙緊”模式。在當(dāng)前形勢下，宏觀政策應(yīng)側(cè)重于“精確制導(dǎo)式”的定向調(diào)控，加大經(jīng)濟體制改革力度，完善經(jīng)濟供給面，以配合總需求并鎖定政策目標。同時，通過積極溝通，塑造和穩(wěn)定公眾對宏觀政策的預(yù)期，擴大政策調(diào)控空間，以實現(xiàn)經(jīng)濟平穩(wěn)增長。

預(yù)期形成機制；通脹預(yù)期；動態(tài)隨機一般均衡模型；宏觀政策

一、引 言

當(dāng)前，隨著發(fā)達經(jīng)濟體的政府債務(wù)高企和名義利率趨近零，甚至轉(zhuǎn)換為負值，不僅各國宏觀政策調(diào)控空間逐步收窄，協(xié)調(diào)難度增大，而且調(diào)控績效急劇下降，尤其是在步入負利率時代之后，支撐傳統(tǒng)宏觀政策調(diào)控的理論逐步失效，增加了未來宏觀調(diào)控的不確定性，這使預(yù)期管理，尤其是通脹預(yù)期管理成為當(dāng)前政策制定者關(guān)注的重點。就我國而言，鑒于近些年來關(guān)于宏觀調(diào)控績效下降的論斷此起彼伏(陳彥斌等，2015)，政府也開始注重預(yù)期管理，在數(shù)次中央經(jīng)濟工作會議中強調(diào)宏觀政策要保持“可預(yù)期性”，要注重“引導(dǎo)社會心理預(yù)期”。事實上，大量研究表明，在復(fù)雜多變的經(jīng)濟形勢下預(yù)期管理往往成為各國宏觀調(diào)控的重點所在(Eggertsson和Woodford,2003)。

盡管預(yù)期管理，尤其是通脹預(yù)期管理在當(dāng)前經(jīng)濟形勢下的重要性已得到充分認識，然而，對如何管理預(yù)期，尤其是通脹預(yù)期卻未在學(xué)術(shù)界與政策制定者中達成一致。一種觀點認為，在非常時刻必有非常之舉，在“新常態(tài)”下宏觀政策制定者不應(yīng)糾結(jié)于傳統(tǒng)宏觀政策工具的樊籬，而應(yīng)該跨越傳統(tǒng)界限，尋找新工具實施預(yù)期管理(Woodford,2012)。在這種邏輯下，發(fā)達經(jīng)濟體針對次債危機不僅采取以大規(guī)?！坝卸举Y產(chǎn)”購買為特征的量化寬松政策，還實施了以維持利率低水平為特征的前瞻性引導(dǎo)策略，試圖以此塑造公眾對未來宏觀政策的預(yù)期(Plosser,2013)，甚至跨越傳統(tǒng)理論邊界，采取負利率政策。另一種觀點更強調(diào)了傳統(tǒng)宏觀政策工具的積極作用，尤其突出預(yù)期形成機制變動在擺脫通貨緊縮中的重要性(García-Schmidt和Woodford,2015；等)。相比較而言，基于前一種觀點的預(yù)期管理固然有助于在短期內(nèi)穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟，抑制通縮預(yù)期。然而，可能因公眾難以基于非常規(guī)宏觀政策形成準確預(yù)期而在長期內(nèi)加劇經(jīng)濟波動；與之不同，基于后一種觀點的預(yù)期管理因借助公眾對過往宏觀調(diào)控所形成的穩(wěn)定預(yù)期，并注意預(yù)期形成機制對宏觀調(diào)控所構(gòu)成的約束，從而強化傳統(tǒng)宏觀政策工具的調(diào)控效果，尤其能有效管理通脹預(yù)期。從現(xiàn)實看，前一種觀點的負面效應(yīng)逐步顯現(xiàn)，而基于后一種觀點的預(yù)期管理才是切實可行的宏觀調(diào)控策略。本文正是沿著后一種觀點并結(jié)合中國現(xiàn)實，探討預(yù)期形成機制對宏觀政策搭配及其通脹預(yù)期管理的影響。

本文以Christiano等(2005)提出的經(jīng)典動態(tài)隨機一般均衡模型為基本框架，結(jié)合中國宏觀政策特征和公眾預(yù)期形成的特點，一方面同時引入價格型與數(shù)量型工具信息的混合貨幣政策指標以及公共資本的積累過程，凸顯宏觀政策對經(jīng)濟供求的影響；另一方面，通過歸納現(xiàn)有文獻，篩選學(xué)習(xí)型預(yù)期表征公眾預(yù)期并以此為基礎(chǔ)，既從理論層面推導(dǎo)實現(xiàn)預(yù)期穩(wěn)定時宏觀政策搭配所必須滿足的理論條件，還采用數(shù)值模擬方法揭示這種政策搭配的特征。

二、文獻綜述

縱觀現(xiàn)有文獻，預(yù)期形成機制對宏觀調(diào)控及其通脹預(yù)期影響的研究主要集中于以分布滯后式預(yù)期為代表的靜態(tài)預(yù)期、理性預(yù)期、學(xué)習(xí)型預(yù)期等預(yù)期形成機制。靜態(tài)預(yù)期方面，Lahiri(1976)通過研究靜態(tài)預(yù)期對費雪效應(yīng)的影響發(fā)現(xiàn)，在這種預(yù)期形成機制下公眾預(yù)期調(diào)整遲緩，作為貨幣政策中介指標的名義利率不能完全反映通脹預(yù)期變化，F(xiàn)renkel(1975a、b)探究了靜態(tài)預(yù)期對數(shù)量型貨幣政策調(diào)控的影響發(fā)現(xiàn)，在這種靜態(tài)預(yù)期作用下貨幣供給的增加不會導(dǎo)致通脹預(yù)期的迅速增加，只有當(dāng)貨幣供給增速加快時，通脹預(yù)期才逐漸上升。Velde(2004)對20世紀70年代“滯脹”歷史進行研究后指出，在宏觀經(jīng)濟波動較大時靜態(tài)預(yù)期與基于實際統(tǒng)計調(diào)查所得的公眾預(yù)期相距甚遠，會對宏觀調(diào)控造成誤導(dǎo)，引發(fā)宏觀政策頻繁變動。理性預(yù)期研究方面，Lucas(1976)、Sargent和Wallace(1976)等強調(diào)，在理性預(yù)期下預(yù)期形成機制與宏觀政策范式之間的關(guān)系屬于“一幣兩面”：一方面預(yù)期形成過程嚴重依賴宏觀政策所傳遞的信息，一旦宏觀政策范式改變，預(yù)期形成機制必隨之改變，否則可能形成與現(xiàn)實相背離的預(yù)期；另一方面宏觀政策有效性又在很大程度依賴于在特定預(yù)期形成機制下能否被很好預(yù)期。更有意思的是，在理性預(yù)期下通脹預(yù)期能及時跟隨宏觀政策變化，使宏觀政策能無成本地降低通脹，甚至能制造經(jīng)濟繁榮(Mankiw,2000等)。與靜態(tài)預(yù)期和理性預(yù)期相比，學(xué)習(xí)型預(yù)期既不像靜態(tài)預(yù)期那樣機械，也不像理性預(yù)期那樣要求公眾有強大信息處理能力，使這種預(yù)期形成機制有廣泛適應(yīng)性和很強靈活性(Mackowiak和Wiederholt,2010)，能很好解釋宏觀政策演變和通脹預(yù)期歷史軌跡，這既包括20世紀80年代美國由高通脹時代轉(zhuǎn)入大穩(wěn)健時代的經(jīng)歷(Sargent等，2006)，也包括Paul Volcker的反通脹時期(Curto,2007)，還包括20世紀80年代拉美高通脹時期(Cogley等，2008)，甚至影響低利率時代財政政策以及以前瞻性引導(dǎo)為代表的非常規(guī)貨幣政策的有效性(Cochrane,2015;等等)。同時，Eusepi和Preston(2011)以及Klaus和 Woodford(2012)等均證明，學(xué)習(xí)型預(yù)期要求宏觀政策必須提高反通脹立場，才能確保通脹預(yù)期穩(wěn)定在政策目標的范圍內(nèi)。

國內(nèi)相關(guān)探討從中國特有轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟體制特征出發(fā)，尋找契合實際的預(yù)期形成機制(李拉亞,1991、1995；薛萬祥,1995)，基于新凱恩斯菲利普斯曲線框架分析了適應(yīng)性預(yù)期(范從來, 2000;王少平等,2001;高鐵梅等,2003)、理性預(yù)期(陳彥斌,2008)、兼具適應(yīng)性預(yù)期和理性預(yù)期的混合型預(yù)期(楊繼生,2009)、學(xué)習(xí)型預(yù)期(徐亞平,2009、2011)、粘性預(yù)期(李穎等,2010)等形成機制對通脹演變和宏觀調(diào)控的影響。少量基于DSGE模型的研究探討了預(yù)期形成機制與宏觀政策之間的相互影響機制(張佐敏,2013; 卞志村和高潔超,2014)。

綜合來看，現(xiàn)有研究在預(yù)期形成機制對宏觀政策及其通脹預(yù)期管理的影響方面做出了積極探索，但是存在以下不足：(1)理論上，預(yù)期形成機制對宏觀政策及其通脹預(yù)期管理的影響不僅局限于貨幣政策，還包括財政政策，而且不僅體現(xiàn)于宏觀政策對通脹預(yù)期的反應(yīng)上，還與宏觀政策對其他政策目標的反應(yīng)力度相關(guān)。然而，現(xiàn)有文獻更關(guān)注貨幣政策及其對單一政策目標的反應(yīng)。(2)與發(fā)達經(jīng)濟體相比，我國宏觀調(diào)控不僅綜合運用價格型與數(shù)量型貨幣政策工具，還通過引導(dǎo)財政支出投向基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域，使宏觀政策能同時影響總供給和總需求(郭長林，2016)。然而，現(xiàn)有相關(guān)文獻卻忽視上述具有中國特色的因素。

三、DSGE模型構(gòu)建：含混合型貨幣政策工具和財政支出的總供給效應(yīng)

借鑒Christiano等(2005)，建立包含價格型與數(shù)量型貨幣政策工具加權(quán)方式形成的混合型貨幣政策工具以及兼顧總需求與總供給效應(yīng)的財政支出的動態(tài)隨機一般均衡模型。

1.家庭。所有家庭構(gòu)成測度為1的連續(xù)統(tǒng)，第j個家庭的效用是：

-θ1(Hj,t)1+ηh/(1+ηh)+θ2ln(Mj,t/Pt)}

(1)

+(Rn,t-1Bj,t-1/Pt)

+(Mj,t-1/Pt)

(2)

其中：Bj,t為政府債券，Tj,t為稅收，k(vt)為物質(zhì)資本生產(chǎn)成本且其曲率ηv>0。Wj,t為工資，Ωj,t為狀態(tài)依賴證券；Ψj,t為中間品凈利潤，Rn,t-1為名義利率，Rk,t為資本收益率。一階條件有：

消費：

λt=εc,t/(Ct-hCt-1)-βhεc,t+1/(Ct+1-hCt)

(3)

債券：

λt/Pt=βλt+1Rn,t/Pt+1

(4)

投資：

1=εi,tQt{1-S(It/It-1)-ItS′/It-1}+βεi,t+1Qt+1(It+1/It)2S′λt+1/λt

(5)

資本量：

Qt=(βλt+1/λt)[rk,t+1νt+1-κ(νt+1)+Qt+1(1-δ)]

(6)

資本利用率：

rk,t-κ′(νt)=0

(7)

貨幣余額：

(8)

其中：πt+1=Pt+1/Pt，rk,t=Rk,t/Pt，λt為邊際效用，Qt為資本價格。家庭提供勞動的目標函數(shù)為：

(9)

其中：μ為每期不設(shè)定最優(yōu)工資的概率，Hj,t為勞動力供給，εW,t為工資加成率。求解最優(yōu)工資：

(βμ)s{Lt+s(Ft,t+s/Wt+s)/(εW,t+s-1)[Ft,t+sλt+s/Pt+s]}

(10)

依據(jù)總工資Wt定義式，可得：

(11)

2.最終產(chǎn)品生產(chǎn)者。在最終產(chǎn)品市場中產(chǎn)品生產(chǎn)者的生產(chǎn)函數(shù)為：

(12)

其中：εp,t為價格加成比率，衡量中間品市場競爭程度。依據(jù)最終產(chǎn)品生產(chǎn)者的目標函數(shù)得到最優(yōu)中間品需求為：

Yi,t∶Yi,t=(Pi,t/Pt)-εp,t/(εp,t-1)Yt

(13)

最優(yōu)總體價格Pt為:

(14)

3.中間品廠商。在壟斷競爭的中間品市場中企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為：

Yi,t=Max{(At)1-αG-αK(Li,t)1-αK(KG,t)αG(Ki,t)αK-AtF,0}

(15)

其中：αk和αG分別為私人資本和公共資本的產(chǎn)出彈性。At為技術(shù)，F(xiàn)≠0為固定成本。KG,t為生產(chǎn)性公共資本，演化方程為：KG,t=(1-δG)KG,t-1+tGt，δG為折舊率，t為公共財政支出占比且為外生變量。(15)式表明，公共資本不具排他性，生產(chǎn)者都能享受相同公共資本，且中間品廠商有壟斷權(quán)力。為保證(15)式生產(chǎn)函數(shù)的合理性，必須滿足：αG+αK<1。

生產(chǎn)者的最優(yōu)化決策分兩步：第一步，成本最小化：

MinWtLi,t+Rk,tKi,t

(16)

最優(yōu)勞動力需求：

Wt=ξt(1-αK)(At)1-αG-αK(KG,t)αG(Ki,t/Li,t)αK

(17)

最優(yōu)資本需求：

Rk,t=ξtαK(KG,t)αG(At)1-αG-αK(Li,t/Ki,t)1-αK

(18)

ξt為名義邊際成本MCi,t?；?17)式和(18)式有(19)式：

ξt=[Rk,t/αK]αK(At)(αG+αK-1)[Wt/(1-αK)]1-αK/(KG,t)αG

(19)

第二步，收益流的折現(xiàn)值最大化：

(20)

(21)

依據(jù)(14)式總體價格指數(shù)可得：

(22)

4.政府。借鑒胡永剛和郭長林(2013)的做法，設(shè)定財政政策規(guī)則有：

(23)

其中：Yt*為總產(chǎn)出趨勢，等于去趨勢后的均衡產(chǎn)出與技術(shù)乘積。從開放經(jīng)濟視角看，模型的“財政支出”不僅含傳統(tǒng)意義上的財政支出，還包括凈出口。據(jù)此借鑒Slobodyan和Wouters(2008)，引入對技術(shù)沖擊的反應(yīng)系數(shù)λz,t來體現(xiàn)這種影響。貨幣政策方面，鑒于人民銀行綜合運用價格型與數(shù)量型工具，借鑒栗亮和劉元春(2014)的做法，通過加權(quán)利率和貨幣供給增速的方式，構(gòu)建混合貨幣政策工具：

(24)

5.總體資源約束。

(25)

6.外生沖擊過程。本文包括9種外生沖擊。除通脹目標沖擊外，其余外生沖擊均為AR(1)過程。通脹目標沖擊為：

+φwew,t+φpep,t+φgeg,t+φe+eπ,t

(26)

上述過程借鑒Ireland(2007)的做法，體現(xiàn)通脹目標調(diào)整的內(nèi)生性。具體地，中央銀行調(diào)整通脹目標時有兩種傾向：一是逆周期調(diào)整，即通脹目標的調(diào)整方向與不同外生沖擊下的通脹變動相反，當(dāng)正向需求沖擊(偏好沖擊、投資沖擊、政府支出沖擊)和加成沖擊會推高通脹時，降低通脹目標；而當(dāng)正向技術(shù)沖擊降低通脹時，提高通脹目標即φZ>0。公共財政支出部分增加時，會擴大總供給，抑制通脹，但是，此時提高通脹目標，即φ>0，而φi、φc、φw、φp和φg均小于0。另一種是順周期調(diào)整。

四、學(xué)習(xí)型預(yù)期的理論刻畫與說明

借鑒Slobodyan和Wouters(2012)的思想，以前瞻性變量為基礎(chǔ)，將其表示為對應(yīng)滯后變量的線性組合，以此表征預(yù)期形成機制。具體構(gòu)造過程如下：

首先，將線性化DSGE模型寫為：

A0[yt-1Δt-1]'+A1[ytΔt]'+A2Etyt+1+B0εt=0

(27)

其中：yt和Δt分別為內(nèi)外生變量。在滿足Blanchard和Kahn(1980)條件下(27)式的解為：

[ytΔt]'=Ω+T[yt-1Δt-1]'+Rεt其中，Ω、T和R為系數(shù)矩陣。

(28)

再次，采用卡爾曼濾波法更新系數(shù)：

(29)

βt+1|t-β0=F(βt|t-β0)

(30)

(31)

Pt+1|t=FPt|tFT+V

(32)

其中：∑為觀測誤差ut的方差與協(xié)方差矩陣，Pt為βt的方差與協(xié)方差矩陣。每期將系數(shù)估計值βt|t-1代入預(yù)期形成機制，得到前瞻變量預(yù)期Etyt+1f，再將其引入(27)式，得到線性系統(tǒng)有：

[ytΔt]'=Ωt+Tt[yt-1Δt-1]'+Rtεt

(33)

最后，在定量刻畫學(xué)習(xí)預(yù)期之前，對系數(shù)矩陣的卡爾曼濾波法賦予初始值，即對系數(shù)矩陣β1|0=β0、方差與協(xié)方差矩陣P1|0和Σ以及觀測誤差的方差與協(xié)方差矩陣V賦值。假定在初始取值下學(xué)習(xí)預(yù)期等價于理性預(yù)期。在觀測誤差ut滿足同方差情形下用最小二乘估計法得到系數(shù)初始值，計算觀測誤差向量ut的方差與協(xié)方差矩陣，求解系數(shù)的方差與協(xié)方差矩陣的初始信念P1|0以及隨機沖擊vt的方差與協(xié)方差矩陣V。

五、DSGE模型估計與預(yù)期形成機制的選擇

(一)數(shù)據(jù)說明。分析區(qū)間為1992年第1季度到2014年第4季度。數(shù)據(jù)自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和CEIC數(shù)據(jù)庫。選取居民消費者價格指數(shù)代表通脹并以其定基比表征GDP平減指數(shù)。用社會零售品消費總額、固定資產(chǎn)投資以及城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)分別代表名義消費、投資和就業(yè)。利用城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員勞動報酬的季度累計值除以就業(yè)人數(shù)，得到名義工資，分別以廣義貨幣供給同比和一年期存款基準利率分別代表數(shù)量型與價格型貨幣政策工具。上述數(shù)據(jù)均經(jīng)過季節(jié)性調(diào)整。

(二)結(jié)構(gòu)性參數(shù)的校準與貝葉斯估計。在模型參數(shù)中，私人資本的折舊率δ取0.025，取1992年到2014年政府消費占GDP比重均值0.14，其余參數(shù)采用貝葉斯估計，先驗分布說明為：(1)消費慣性h、價格與工資的調(diào)整概率(μ,Φ)、價格與工資的指數(shù)化程度(σp,σw)、政策平滑因子λM、資本的產(chǎn)出彈性αk、折現(xiàn)因子β、資本利用率參數(shù)φv、預(yù)期到?jīng)_擊間的跨期相關(guān)系數(shù)ρEM、生產(chǎn)性公共資本的產(chǎn)出彈性αG、混合貨幣政策工具的權(quán)重均衡值ζ、公共資本的折舊率δG、財政支出中用于形成公共物質(zhì)資本的部分均衡值、通脹目標以及外生沖擊的AR(1)系數(shù)均介于0到1，選取Beta分布為先驗分布。消費慣性h取值必介于0到1。劉斌(2008)通過貝葉斯估計得到的事后均值為0.65，定為先驗均值。價格粘性概率Ф和工資粘性概率μ代表價格或工資粘性的強度。Zhang(2009)通過GMM估計得到取值分別為0.84和0.6，劉斌(2008)通過貝葉斯估計得到后驗均值分別為0.85和0.6，兩組結(jié)果接近。據(jù)此確定Ф=0.85和μ=0.6為先驗均值。價格與工資的指數(shù)化程度(σp,σw)均位于[0,1]，故設(shè)先驗均值為0.5。資本利用率成本函數(shù)的曲率ηv為資本利用率彈性φv的函數(shù):ηv=(1-φv)/φv>0。故合理的先驗均值φv為0.5。依據(jù)國內(nèi)文獻對資本產(chǎn)出彈性αk的取值(李成等,2011等)，定αk先驗均值為0.5。由于生產(chǎn)性公共資本的產(chǎn)出彈性αG與資本產(chǎn)出彈性αk必須小于1，結(jié)合αk先驗均值可知，αG必須小于0.5，由此設(shè)定αG先驗均值為0.25，接近郭長林(2016)的估計?；旌县泿耪吖ぞ叩臋?quán)重均衡值ζ同栗亮和劉元春(2014)一樣取先驗均值為0.5。就公共資本折舊率δG而言，金戈(2012)結(jié)合我國實際測算為9.2%，郭長林(2016)將先驗均值定為9%并通過貝葉斯估計得到后驗均值0.0824。結(jié)合上述三組取值，確定δG的先驗均值為8.81%，推算公共財政支出占比均衡值為0.1914。宏觀政策規(guī)則通過GMM估計獲取，見表1，將估計值確定為先驗均值。

表1 1992年第1季度到2014年第4季度貨幣財政政策反應(yīng)函數(shù)的GMM估計

注：混合貨幣政策工具估計時，取權(quán)重為0.5，這也是時變權(quán)重ζt的先驗均值。

依據(jù)均衡條件：ω=Zπ和β=ω/Rn可知，折現(xiàn)因子β、均衡技術(shù)增長率Z以及均衡通脹π和均衡利率Rn等存在關(guān)聯(lián)。利用GDP季度環(huán)比增速均值確定Z。1992年第1季度到2014年第4季度實際GDP環(huán)比增速的均值為1.027，確定均衡增長率Z=1.027。取通脹均值π為1.0144，得ω=1.0378。我國利率體系包括官方管制利率和市場化利率，因此確定Rn需結(jié)合兩方面信息，取兩者均值代表模型的名義利率即均衡利率Rn為1.0464。由此可得β=0.9918。大量研究認為，通脹目標有很高的持續(xù)性(Del Negro和Eusepi,2010)，將其持續(xù)性系數(shù)ρπ*的先驗均值定為0.95。外生沖擊持續(xù)參數(shù)介于0到1，故先驗均值定為0.5。

(2)均衡技術(shù)增長率Z，均衡通脹π，均衡名義利率Rn，通脹預(yù)期和產(chǎn)出增長率反應(yīng)系數(shù)(λπ、λGY)，資本調(diào)整成本彈性ηk，價格加成比率εp，工資加成比率εw，勞動供給彈性的倒數(shù)ηh，中央銀行的通貨膨脹目標對外生沖擊的反應(yīng)系數(shù)(φZ、φi、φc、φg、φw、φp和φ)，先驗分布定為Gamma分布。ηk為資本邊際成本函數(shù)S’(gy)在投資增速等于Z時的導(dǎo)數(shù)，取值大于0即投資增速越高，邊際生產(chǎn)成本越大。劉斌(2008)通過貝葉斯估計得到的事后均值為2.09。由此確定ηk的先驗均值為2。價格加成比率εp和工資加成比率εw分別反映壟斷競爭市場中的壟斷市場能力，須大于1，結(jié)合Justinano和Primiceri (2013)和Sala等(2010)，設(shè)1.15為εp、εw兩者的先驗均值。就勞動供給彈性的倒數(shù)ηh而言，王君斌和王文甫(2010)認為在我國定為3較合理，故取3為先驗均值。此外，固定成本與實際產(chǎn)出之比F/Y=εp-1，說明固定資產(chǎn)與產(chǎn)出之比與加成比率正相關(guān)；投資占比i/y=αk[Z-(1-δ)]/[Z/β-(1-δ)]。將前述參數(shù)先驗均值代入得i/y=0.42，接近從1992年到2014年投資與GDP之比均值40%，表明其他校準值合理。

通貨膨脹目標對外生沖擊的反應(yīng)系數(shù)的校準借鑒Ireland(2007)的做法，通過多次估計嘗試，將先驗均值設(shè)定為0.01。借鑒Slobodyan和Wouters(2008、2012)的思路，λz,t的先驗均值確定為0.5，方差為0.25?，F(xiàn)有文獻通常將外生沖擊標準差的先驗概率分布定為逆伽瑪分布(inv-Gamma)，本文亦如此。設(shè)標準差的先驗均值為0.01。通過不斷估計與嘗試，獲取先驗均值與標準差。

(三)基于學(xué)習(xí)型預(yù)期形成機制下對DSGE模型的評估與預(yù)測。既包括對觀測變量預(yù)測能力的評估，也包括對非觀測變量預(yù)測能力的評估。在圖1中，實線段為實際值，帶圈的實線為預(yù)測值，虛線為95%的預(yù)測置信區(qū)間?？梢?，模型不僅對產(chǎn)出增長率、消費增長率、投資增長率、工資增長率、通貨膨脹、貨幣供給增速和利率等觀測變量的預(yù)測值與實際變量保持了相對一致走勢，而且對以股票價格為代表這種資產(chǎn)價格缺口保持了較好的預(yù)測能力。同時，由于模型估計時主要采用了反映經(jīng)濟基本面的數(shù)據(jù)，模型對資產(chǎn)價格缺口變動的良好預(yù)測表明，盡管我國資產(chǎn)價格可能存在泡沫，但是經(jīng)濟基本面在主導(dǎo)資產(chǎn)價格方面發(fā)揮了積極作用，即我國資產(chǎn)市場可能存在“理性泡沫”(沈哲,2013；等等)。在理性泡沫下公眾預(yù)期未來能以更高價格出售資產(chǎn)，從而導(dǎo)致其愿意支付比基本面價值更高的價格購買資產(chǎn)，以便未來獲得資本利得，并產(chǎn)生資產(chǎn)價格對基本面的偏離，并且理性泡沫不影響預(yù)期收益率。這可能正是模型所預(yù)測的資產(chǎn)價格與實際資產(chǎn)價格保持一致的關(guān)鍵。同時，這也印證了國外研究學(xué)習(xí)機制對資產(chǎn)價格動態(tài)的觀點(Burnside等,2015)：公眾學(xué)習(xí)機制提供以股票價格為代表的資產(chǎn)價格脫離基本面價格的重要途徑。整體而言，在本文所選擇的這種學(xué)習(xí)型預(yù)期形成機制下模型能對我國宏觀經(jīng)濟提供較好的預(yù)測。

注：模型預(yù)測值為帶圈的虛線段(左軸)，而實際值為粗實線段(右軸)圖1 DSGE模型對觀測變量與非觀測變量的預(yù)測

圖2 基于多變量學(xué)習(xí)規(guī)則的預(yù)期與實際通脹對比

(四)基于學(xué)習(xí)型預(yù)期與實際通脹及其通脹預(yù)期指標的對比分析。由圖2可見，基于多變量學(xué)習(xí)規(guī)則的預(yù)期與實際通脹保持相似走勢，但是不完全一致。在部分時間內(nèi)高于實際通脹，另一部分時間內(nèi)低于通脹，而且這種高估與低估不隨經(jīng)濟形勢而立即逆轉(zhuǎn)，反而持續(xù)一段時間，體現(xiàn)出通脹預(yù)期調(diào)整的持續(xù)性(Fuhrer,2015)，如20世紀90年代通脹預(yù)期對實際通脹的高估一直持續(xù)到亞洲金融危機之后。同時，隨著經(jīng)濟市場化進程的穩(wěn)步推進，基于學(xué)習(xí)型預(yù)期對實際通脹的高估與低估所持續(xù)的時間縮短，由早期持續(xù)數(shù)年之久到現(xiàn)在僅持續(xù)幾個季度。進一步，將這種學(xué)習(xí)預(yù)期與中國人民銀行所公布的物價預(yù)期指數(shù)、國家統(tǒng)計統(tǒng)計局所公布的消費者預(yù)期指數(shù)對比。由圖3和圖4可見，這種預(yù)期與上述官方所發(fā)布的指數(shù)保持相似，乃至一致走勢，進一步證實了本文所選的預(yù)期形成機制的合理性。

圖3 基于多變量學(xué)習(xí)規(guī)則的預(yù)期(左軸)與央行公布的物價預(yù)期指數(shù)(右軸)的對比 圖4 基于多變量學(xué)習(xí)規(guī)則的預(yù)期 (左軸)與統(tǒng)計局公布的消費者預(yù)期指數(shù)(右軸)的對比

六、學(xué)習(xí)型預(yù)期約束下貨幣政策與財政政策搭配特點及其對通脹預(yù)期管理的影響分析

(一)在簡化模型下預(yù)期穩(wěn)定時貨幣政策與財政政策搭配的理論條件。假設(shè)：(A)消費慣性h=0;(B)產(chǎn)出等于消費和政府購買之和；(C)勞動力市場完全競爭；(D)資本利用率和公共資本折舊率均為1；(E)價格指數(shù)化程度σp=0；(F)政策平滑系數(shù)均為0;(G)固定投資成本F=0，aK=0。將上述假設(shè)代入模型最優(yōu)化條件得到由歐拉方程、菲利普斯曲線和貨幣政策規(guī)則所組成的線性系統(tǒng)并進行矩陣運算得到：

EtNt+1=-Π1Nt

(34)

(35)

其中：λ為特征根，?=(Rn-1)/[ζ(2-Rn)-(1-Rn)]，χ=[αG(ηh+1)(1-gy)+gy]，ν=(1-Φ)[ηh(1-gy)+1]/(Φβ)。

λ2+{1/β-ν(λM,π?-1)+?(1-gy)λM,Y*-gyλG,Y+1}λ
+[1+?(1-gy)λM,Y*-gyλG,Y]/β-νgyλG,π/(1-gy)=0

(36)

依據(jù)Blanchard-Kahn條件，(36)式必有兩個絕對值大于1的根。依據(jù)韋達定理可知，滿足如下必要條件之一時公眾預(yù)期能穩(wěn)定：

A0+A1λM,Y*+A2λG,Y+A3λG,π-λM,π>0

(37)

1/?-A3λG,π-A1λM,Y*-A2λG,Y-λM,π<0

(38)

(39)

其中：A0=[1+2(β+1)/(νβ)]/?>0，A1=(1-gy)(β+1)/(νβ)>0，A2=-gy(β+1)/(ν?β)<0，A3=-gy/[?(1-gy)]<0。

上述條件表明，在學(xué)習(xí)型預(yù)期下公眾預(yù)期穩(wěn)定要求貨幣政策與財政政策必須采用特定搭配方式。同時，這種搭配方式與經(jīng)濟基本面因素以及貨幣政策調(diào)控方式有關(guān)。進一步，在公眾預(yù)期穩(wěn)定性要求下宏觀政策特定搭配方式體現(xiàn)為，在給定宏觀政策對產(chǎn)出反應(yīng)力度下，上述理論條件規(guī)定了宏觀政策對通脹預(yù)期反應(yīng)力度的變動軌跡。同樣地，在給定宏觀政策對通脹預(yù)期反應(yīng)力度下，上述理論條件也制約了宏觀政策對產(chǎn)出的反應(yīng)力度。進而通過觀察發(fā)現(xiàn)，上述搭配條件實質(zhì)上界定了宏觀政策規(guī)則中反應(yīng)系數(shù)的臨界值。就(37)式而言，給定宏觀政策對產(chǎn)出的反應(yīng)系數(shù)，為保證預(yù)期穩(wěn)定，財政政策對通脹的反應(yīng)系數(shù)越大，貨幣政策對通脹預(yù)期反應(yīng)系數(shù)的臨界值就越小，對(38)式而言，當(dāng)財政政策對通脹反應(yīng)系數(shù)越大時，貨幣政策對通脹預(yù)期反應(yīng)系數(shù)的臨界值恰好與(37)式相反。在(39)式中，當(dāng)財政政策對通脹反應(yīng)系數(shù)變化時，貨幣政策對通脹預(yù)期反應(yīng)系數(shù)的臨界值介于上述兩種情況之間。同理，當(dāng)給定宏觀政策對通脹的反應(yīng)系數(shù)時，當(dāng)貨幣政策對產(chǎn)出的反應(yīng)系數(shù)越大時，只有財政政策對產(chǎn)出反應(yīng)系數(shù)的臨界值越小才能保證預(yù)期穩(wěn)定。得到命題1：

命題1：在給定宏觀政策對產(chǎn)出反應(yīng)系數(shù)，要實現(xiàn)公眾預(yù)期穩(wěn)定，貨幣政策對通脹預(yù)期的反應(yīng)系數(shù)與財政政策的反應(yīng)系數(shù)臨界值變動方向既可能一致，也可能相反；而在給定通脹預(yù)期或通脹反應(yīng)系數(shù)下，貨幣政策和財政政策對產(chǎn)出反應(yīng)系數(shù)臨界值的變動方向相反。

可見，上述命題一方面在應(yīng)對產(chǎn)出方面要求貨幣政策與財政政策保持“一松一緊”搭配，而如果考慮通脹預(yù)期穩(wěn)定，要求貨幣政策與財政政策改變這種搭配，轉(zhuǎn)換為“雙松”或“雙緊”搭配模式。這可視為對傳統(tǒng)貨幣政策與財政政策搭配模式的重要拓展。

(二)在復(fù)雜模型下對預(yù)期穩(wěn)定時貨幣政策與財政政策搭配特征的數(shù)值模擬分析。前述理論命題是基于簡化的模型，是否適合本文所構(gòu)造的復(fù)雜模型還需驗證。同時，鑒于我國貨幣政策調(diào)控的復(fù)雜性和財政支出的生產(chǎn)性特征，在考察宏觀政策搭配方式時，分析混合貨幣政策工具中貨幣增速權(quán)重ζ和公共資本產(chǎn)出彈性αG的影響。本文的參數(shù)模擬結(jié)果與命題一致，貨幣政策和財政政策對通脹或通脹預(yù)期反應(yīng)系數(shù)的臨界值正向變動，而貨幣政策和財政政策對產(chǎn)出反應(yīng)系數(shù)的臨界值反向變動，如理論條件(37)式至(39)式那樣，貨幣政策調(diào)控方式參數(shù)ζ對上述臨界值產(chǎn)生影響，而公共資本的產(chǎn)出彈性αG對上述臨界值未產(chǎn)生影響。

具體來看，隨著貨幣政策調(diào)控方式參數(shù)ζ的增大，確保公眾預(yù)期穩(wěn)定的通脹預(yù)期或通脹反應(yīng)系數(shù)臨界值組合范圍不斷增大，而產(chǎn)出反應(yīng)系數(shù)臨界值組合不存在類似現(xiàn)象。這表明，與價格型工具相比，以數(shù)量型工具為主的貨幣政策調(diào)控更易確保預(yù)期穩(wěn)定，體現(xiàn)出價格型貨幣政策工具比數(shù)量型貨幣政策工具對通脹變化更敏感，能更好控制通貨膨脹及其預(yù)期的攀升(馬文濤，2011)。這在一定程度上既可以解釋為何在市場化改革持續(xù)多年之后以數(shù)量型工具為主的貨幣政策對通脹預(yù)期管理的績效不高(熊海芳、王志強，2012等)，經(jīng)濟一旦遭遇巨大沖擊，通脹及其預(yù)期陡升陡降；也能解釋在利率市場化持續(xù)推進且深入的背景下以數(shù)量型工具為主的貨幣政策調(diào)控績效下降的現(xiàn)象(陳彥斌等，2015)。與數(shù)量型貨幣政策工具相比，價格型工具不僅能更好地控制通脹，還有更高的透明度，更有效地向市場傳達政策意圖(Calvo和Vegh,1999)，在引導(dǎo)公眾預(yù)期方面，尤其是在通脹預(yù)期方面有更高的效率。

正是因為價格型工具的上述特征加上學(xué)習(xí)型預(yù)期形成機制的作用，貨幣政策調(diào)控越來越依賴價格型工具時，不僅貨幣政策與財政政策在應(yīng)對通脹或通脹預(yù)期時應(yīng)采取“雙松”或“雙緊”的搭配模式且在應(yīng)對產(chǎn)出方面也呈現(xiàn)上述模式。從表面上看，上述發(fā)現(xiàn)似乎違背了一般經(jīng)濟直覺。因為從宏觀政策制定者角度看，為降低決策失誤并提高調(diào)控績效，其不僅應(yīng)提前采取措施預(yù)防決策失誤的負面影響，也要在宏觀調(diào)控背離經(jīng)濟形勢時采取適當(dāng)措施予以糾正，貨幣政策與財政政策所采取的“一松一緊”的搭配模式恰好將兩種政策調(diào)控風(fēng)險予以對沖，有助于實現(xiàn)最優(yōu)宏觀調(diào)控績效，避免政策調(diào)整過度、引發(fā)經(jīng)濟不穩(wěn)定。然而，在上述直覺背后往往被忽視的是，上述搭配模式所需要的是公眾的理性預(yù)期，能及時準確評判宏觀調(diào)控績效的結(jié)果。同時，宏觀政策主要借助于總需求影響經(jīng)濟。

正如模型所展示的，上述條件在我國不完全成立。但是，這并不是說，我國公眾預(yù)期絕非是非理性的，而要強調(diào)的是在本文學(xué)習(xí)型預(yù)期下公眾會相對有效地利用信息，不會系統(tǒng)高估或低估實際通脹，而與實際通脹保持一致趨勢 (李昊和王少平，2011；王雅炯，2012)。同時，我國宏觀政策傳導(dǎo)不僅依賴總需求渠道，也依賴總供給渠道(彭方平、連玉君,2010；郭長林，2016)。上述條件使得宏觀政策調(diào)控能同時從總需求面和總供給面對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生影響，客觀上構(gòu)成了宏觀政策采取“雙松”或“雙緊”搭配模式的基礎(chǔ)所在。畢竟與宏觀政策僅能對總需求產(chǎn)生影響不同，宏觀政策能從供求兩端“發(fā)力”能更精確地鎖定政策目標。這種對政策目標的“精確鎖定”顯然更有助于公眾形成穩(wěn)定預(yù)期，尤其是通脹預(yù)期。另一方面，在這種學(xué)習(xí)型預(yù)期下公眾的通脹預(yù)期不像理性預(yù)期那樣，能及時跟隨經(jīng)濟形勢變化，反而是呈現(xiàn)很強持續(xù)性，在一定時期內(nèi)引發(fā)通脹預(yù)期與實際通脹的持續(xù)偏離。此時，盡管貨幣政策與財政政策維持“一松一緊”的調(diào)控模式能很好對沖經(jīng)濟形勢所產(chǎn)生的風(fēng)險，但是不能穩(wěn)定公眾預(yù)期，相反可能因宏觀政策在管理公眾預(yù)期方面的過度保守或立場不堅定而增強這種預(yù)期變化的持續(xù)性，產(chǎn)生公眾預(yù)期與宏觀經(jīng)濟形勢變化的完全背離，違背穩(wěn)定公眾預(yù)期的初衷。顯而易見，在本文學(xué)習(xí)型預(yù)期作用下貨幣政策與財政政策選擇“雙松”或“雙緊”的搭配模式能增強宏觀政策的“歷史依賴性”(Woodford,2003)，體現(xiàn)宏觀政策制定者維護政策目標的決心，能向公眾傳達更明確的政策信號，使政策制定者維護政策目標的承諾更可信。當(dāng)貨幣政策調(diào)控逐步由數(shù)量型轉(zhuǎn)向價格型時，宏觀政策透明度提高并進一步增強政策的可預(yù)期性。這在客觀上要求貨幣政策不僅要與財政政策在應(yīng)對通脹及其預(yù)期方面保持“雙松”或“雙緊”搭配模式，而且與財政政策在應(yīng)對產(chǎn)出方面也保持這種模式。否則，一方面是政策透明度的提高，而另一方面是宏觀政策在應(yīng)對通脹預(yù)期和產(chǎn)出時反應(yīng)方向的不一致，會引發(fā)預(yù)期混亂，大大降低政策可信度，從而影響宏觀調(diào)控績效。進一步，不僅從宏觀政策理論看，還是從宏觀調(diào)控實踐看，貨幣政策與財政政策所采取的“雙松”或“雙緊”搭配模式也與宏觀政策在面對傳統(tǒng)的產(chǎn)出與通脹目標時所面臨的“穩(wěn)增長”與“反通脹”之間的抉擇存在關(guān)聯(lián)(Benanke,2004;Levin和Taylor,2010)。依據(jù)Mishkin(2007、2008)的觀點，“穩(wěn)增長”與“反通脹”不僅有矛盾面，而且有相互統(tǒng)一、相互增強的一面。具體表現(xiàn)為，一方面反通脹與穩(wěn)增長之間的有效抉擇能增強宏觀政策尤其是貨幣政策的穩(wěn)定性，促成公眾形成穩(wěn)定通脹預(yù)期；另一方面，通脹預(yù)期穩(wěn)定為宏觀政策面臨反通脹與穩(wěn)增長之間的抉擇時創(chuàng)造適度空間，使宏觀政策在追求短期內(nèi)經(jīng)濟穩(wěn)定時，不用擔(dān)心因通脹偏離目標而導(dǎo)致未來通脹高企，也就是說，穩(wěn)定通脹預(yù)期強化了宏觀政策的反通脹立場，鑄造了預(yù)期形成的穩(wěn)固名義瞄。從這個角度看，貨幣政策與財政政策所采取的這種“雙松”或“雙緊”的搭配模式恰好為公眾的預(yù)期形成提供了一個明確且清晰的名義錨，不僅能在外部經(jīng)濟形勢惡化時應(yīng)對通脹及其預(yù)期的正向或負向沖擊，實現(xiàn)公眾預(yù)期的穩(wěn)定，還能確保宏觀政策在穩(wěn)增長與反通脹之間實現(xiàn)有效平衡，“鞏固”這種名義錨。

歷史上，我國宏觀政策先后經(jīng)歷了1998年到2003年的“積極財政政策”搭配“擴張型貨幣政策”、2004年到2006年的“雙穩(wěn)健”、2008年到2010年的“適度寬松貨幣政策”搭配“積極財政政策”以及2011年以來的“積極財政政策”搭配“穩(wěn)健貨幣政策”。盡管貨幣政策與財政政策的搭配在各個時期表述不一樣，但是，仔細察看各時期的《貨幣政策報告》發(fā)現(xiàn)，上述政策搭配在本質(zhì)上均是“雙松”或“雙緊”模式。更重要的是，在這種搭配模式下我國宏觀經(jīng)濟呈現(xiàn)平穩(wěn)化態(tài)勢(馬文濤和魏福成,2011)，進一步佐證了這種宏觀政策搭配的合理性。同時，自20世紀90年代確立社會主義市場經(jīng)濟體制以來，我國宏觀政策轉(zhuǎn)型穩(wěn)步推進，先是在1998年確立以貨幣供給量為核心的間接調(diào)控體系，近年來則加快利率市場化進程，而我國經(jīng)濟的市場化由早期的商品市場擴展到當(dāng)前的要素市場，取得顯著進展，其間經(jīng)濟結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯變化，促使公眾通過持續(xù)的學(xué)習(xí)機制不斷更新對宏觀經(jīng)濟的預(yù)期(李成等，2011)，而這種宏觀政策搭配正是這樣一種市場經(jīng)濟結(jié)構(gòu)大變遷所引發(fā)形成的公眾學(xué)習(xí)機制下實現(xiàn)的，正好體現(xiàn)了本文所選擇的這種學(xué)習(xí)型預(yù)期形成機制對宏觀政策搭配的重要性。

七、結(jié)論與政策含義

本文基于經(jīng)典動態(tài)隨機一般均衡模型，結(jié)合我國宏觀調(diào)控的特點，探討了學(xué)習(xí)型預(yù)期對宏觀政策搭配及其通脹預(yù)期管理的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)在學(xué)習(xí)型預(yù)期作用下模型不僅能刻畫通脹預(yù)期與實際通脹之間的趨勢一致性與持續(xù)偏離，還能反映人民銀行所公布的物價預(yù)期指數(shù)和國家統(tǒng)計統(tǒng)計局所公布的消費者預(yù)期指數(shù)變化。(2)為確保公眾預(yù)期穩(wěn)定，貨幣政策與財政政策搭配不僅受各自對產(chǎn)出和通脹反應(yīng)力度與反應(yīng)方向的影響，還受勞動力市場、產(chǎn)品市場的消費偏好等基本面因素的影響。更重要的是，受到預(yù)期形成機制的顯著制約。隨著貨幣政策調(diào)控模式由以數(shù)量型工具為主轉(zhuǎn)變?yōu)橐詢r格型工具為主，只有當(dāng)貨幣政策對通脹或通脹預(yù)期的敏感度提高時，才能實現(xiàn)對公眾預(yù)期的管理與引導(dǎo)。與此同時，貨幣政策與財政政策的搭配也不應(yīng)固守傳統(tǒng)上的“一松一緊”模式，而是應(yīng)在利率市場化不斷深入且宏觀政策不斷轉(zhuǎn)型的背景下及時由“一松一緊”搭配模式轉(zhuǎn)變?yōu)椤半p松”或“雙緊”搭配模式。這種搭配一方面借助于宏觀政策從供需兩端精確“發(fā)力”，體現(xiàn)宏觀政策制定者維護政策目標的決心，向公眾傳達明確且清晰的政策信號，為公眾預(yù)期形成提供唯一名義錨；另一方面通過宏觀政策在穩(wěn)增長與反通脹之間的有效平衡，“鞏固”這種名義錨，體現(xiàn)政策制定者維護政策目標的高可信度，提高政策的可預(yù)期性，促使公眾形成與政策意圖一致且穩(wěn)定的預(yù)期。

依據(jù)以上結(jié)論，在當(dāng)前國際經(jīng)濟形勢下，宏觀政策調(diào)控應(yīng)逐步放棄“大水漫灌式”刺激，轉(zhuǎn)而實現(xiàn)“精確制導(dǎo)式”的定向調(diào)控。這種定向調(diào)控不僅要求宏觀政策積極“挽救”總需求的“萎靡”，還要求宏觀政策能從總供給面出發(fā)，與總需求的變化相配合，精確鎖定政策目標。通過宏觀政策的合理搭配，尤其是貨幣政策與財政政策應(yīng)采取“雙松”或“雙緊”的搭配，向公眾釋放明晰的政策信號和可信的政策承諾，引導(dǎo)并塑造公眾預(yù)期。不僅讓預(yù)期管理成為宏觀調(diào)控的重要手段，還要讓公眾預(yù)期成為宏觀政策傳導(dǎo)的重要渠道。一方面，宏觀政策調(diào)控不僅要關(guān)注經(jīng)濟數(shù)據(jù)的“起伏”，更要通過統(tǒng)計調(diào)查手段，獲取公眾對經(jīng)濟形勢感受的信息，并加強與公眾溝通，向公眾解釋“過去的宏觀政策何以那樣，今天的宏觀政策又何以這樣”，增強公眾對宏觀調(diào)控的理解。另一方面，要進一步加大經(jīng)濟體制改革力度，著力疏通宏觀政策傳導(dǎo)機制并適時調(diào)整貨幣政策與財政政策的搭配形式。在保證宏觀政策搭配穩(wěn)定的同時，不可忽視靈活性與可操作性，著力擴大政策調(diào)控空間，使宏觀政策與市場價格信號相配合，實現(xiàn)公眾預(yù)期的逐步穩(wěn)定和經(jīng)濟的平穩(wěn)增長。

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(責(zé)任編輯 許 柏)

The Selection of the Formation Mechanism of Expectation,the Mix of Macro-policy and the Management of Inflation Expectation

Ma Wentao

(SchoolofEconomicsandFinance,Xi’anJiaotongUniversity,Xi'an710049,China)

Based on the reality of macro-policy in China, this paper analyzes the effect of the formation mechanism of expectation on the mix of macro-policy and the management of inflation expectation. The results show that dynamic stochastic general equilibrium model based on learning expectation not only portrays the trend consistency and persistent deviation between expected inflation and real inflation, but also demonstrates the changesin the price expectation index published by the people’s Bank of China and the index of consumer expectations announced by the National Bureau of Statistic. From a perspective of the management of inflation expectation, the mix of monetary policy and fiscal policy is affected not only by economic fundamental factors, but also by the formation mechanism of expectation, and should shift from traditional loose-tight mode to two-tight or two-loose modes. Under the current situation, macro policy should focus on directional control based on precision guidance, strengthen the reform of economic system, and improve the supply side of economic system to match the demand side and lock the policy target. Meanwhile, by active communication, our government should shape and stabilize the macro-policy expectation of the public, and enlarge the policy adjustment space to achieve steady economic growth.

the formation mechanism of expectation; inflation expectation; dynamic stochastic general equilibrium model; macro-policy

2016-08-09

國家自然科學(xué)基金面上項目(71573206)；國家自然科學(xué)基金青年項目(71203175)；陜西省軟科學(xué)項目(2015KRM089)

馬文濤(1981-)，男，湖北宜昌人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟與金融學(xué)院副教授。

F12

A

1001-9952(2017)04-0004-14

10.16538/j.cnki.jfe.2017.04.001