王少林

(廣東財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，廣東 廣州 510320)

居民通脹預(yù)期的偏差、異質(zhì)性與政策干預(yù)

王少林

(廣東財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，廣東 廣州 510320)

預(yù)期的重要性在于其存在自我實現(xiàn)的能力，對其管理也隨之成為當(dāng)前宏觀經(jīng)濟(jì)管理的突出體現(xiàn)。從存在性和偏差方向兩個維度判斷我國居民通脹預(yù)期的偏差，并進(jìn)一步應(yīng)用時變參數(shù)模型分析不同群體通脹預(yù)期自我實現(xiàn)的異質(zhì)性以及央行如何對不同群體通脹預(yù)期做出反應(yīng)。結(jié)果表明：我國居民通脹預(yù)期存在偏差，呈現(xiàn)“好動”傾向；居民預(yù)期未來物價“下降”比預(yù)期未來物價“上升”自我實現(xiàn)能力更強，但是存在較大的時變性；不論是在利率還是在貨幣供應(yīng)量方面，央行對居民預(yù)期未來物價“上升”都存在較高容忍度，而對居民預(yù)期未來物價“下降”反應(yīng)表現(xiàn)出更為迅速、更強和較為一致的特征。

通脹預(yù)期；貨幣政策；異質(zhì)性；偏差

經(jīng)濟(jì)個體行為決策時通常具有前瞻性，而對未來進(jìn)行預(yù)期與情境假設(shè)則是前瞻性的內(nèi)在要求。預(yù)期的不同隨之成為個體行為差異和宏觀經(jīng)濟(jì)波動的重要來源。宏觀經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)嚴(yán)重依賴于經(jīng)濟(jì)個體的預(yù)期(Carroll，2003)。而探索預(yù)期的形成機(jī)制則是現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟(jì)管理的重要任務(wù)。通貨膨脹作為現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟(jì)管理的重點，經(jīng)濟(jì)個體對其的預(yù)期是各國央行核心關(guān)切。誠如Cavallo et al.(2014)所言，基于居民通脹預(yù)期是理解居民消費、投資決策以及貨幣政策傳導(dǎo)的關(guān)鍵要素，居民通脹預(yù)期成為貨幣政策制定的重要考量。因此，如何對居民通脹預(yù)期進(jìn)行引導(dǎo)與政策反應(yīng)則成為貨幣當(dāng)局的重要研究課題。

一、文獻(xiàn)綜述

自從亞當(dāng)·斯密以來，人們就意識到了價格和自由市場在引導(dǎo)預(yù)期時發(fā)揮的巨大作用，并協(xié)調(diào)人們的行為決策，產(chǎn)生均衡、有效的結(jié)果(Morris et al.，2008)。而20世紀(jì)70年代“理性預(yù)期”的提出，引發(fā)了經(jīng)濟(jì)學(xué)的預(yù)期革命，吸引大量學(xué)者開展預(yù)期相關(guān)方面的理論研究。隨著預(yù)期數(shù)據(jù)的可獲得性與日益豐富，大量文獻(xiàn)逐漸側(cè)重于對預(yù)期進(jìn)行經(jīng)驗分析。

通脹是各國央行重要管理目標(biāo)，甚至唯一目標(biāo)，而有關(guān)通脹預(yù)期也備受研究者青睞。概括起來，已有文獻(xiàn)主要從通脹預(yù)期的量化、形成機(jī)制、影響因素、宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、管理等視角較為全面研究了通脹預(yù)期。在通脹預(yù)期偏差方面，國外文獻(xiàn)主要研究了不同群體通脹預(yù)期與實際通脹率之間的差異(Carroll，2003)，以及不同預(yù)測機(jī)構(gòu)的預(yù)測結(jié)果之間的差異(Mankiw et al.，2003；Siklos，2013)，結(jié)果大多都表明居民通脹預(yù)期存在偏差。正如Chernov et al.(2012)所說，基于調(diào)查得出的通脹預(yù)期一般趨于偏高，存在系統(tǒng)性偏誤。在國內(nèi)，由于我國缺乏直接針對居民通脹預(yù)期的定量數(shù)據(jù)，已有研究一般通過利率期限結(jié)構(gòu)中提取或?qū)⒀胄械膯柧碚{(diào)查數(shù)據(jù)定量轉(zhuǎn)化等方法測算居民通脹預(yù)期數(shù)據(jù)，并分析居民通脹預(yù)期的偏差。肖爭艷等(2004)根據(jù)央行的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，采用差額法和概率法兩種方法計算居民通脹預(yù)期，結(jié)果表明通脹預(yù)期與實際通脹率的總體趨勢一致，但發(fā)現(xiàn)居民的通脹預(yù)期存在認(rèn)知偏差，且認(rèn)知偏差存在自相關(guān)。張蓓(2009)通過改進(jìn)Carlson et al.(1975)的方法，將央行的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為定量的通脹預(yù)期數(shù)據(jù)，并對居民的通脹預(yù)期進(jìn)行了無偏性檢驗，結(jié)果表明不能拒絕無偏性假設(shè)，但是方程的擬合程度不高，表明我國的消費者并非完全理性，不能非常準(zhǔn)確地預(yù)測通貨膨脹的具體數(shù)值。孫毅等(2014)則基于大數(shù)據(jù)背景，通過居民的網(wǎng)絡(luò)搜索行為量化我國居民的通脹預(yù)期，發(fā)現(xiàn)其與實際通脹存在一定偏差，但兩者變化趨于一致。

在通脹預(yù)期的自我實現(xiàn)方面，現(xiàn)有研究主要關(guān)注于居民通脹預(yù)期的整體自我實現(xiàn)。張蓓(2009)、陳滌非等(2011)等的研究發(fā)現(xiàn)，我國居民通脹預(yù)期會影響實際通脹預(yù)期，存在較強的自我實現(xiàn)能力。Dufourt et al.(2009)分析了通脹預(yù)期自我實現(xiàn)對失業(yè)率的影響，認(rèn)為通脹預(yù)期的自我實現(xiàn)解釋了歐洲地區(qū)不同國家失業(yè)率的異質(zhì)性和持久性?；诖?，實務(wù)界和理論界逐漸重視對居民通脹預(yù)期的管理，尤其突出央行溝通與實際干預(yù)在管理通脹預(yù)期上的作用。Sturm et al.(2011)、李云峰(2011)等的研究發(fā)現(xiàn)，央行溝通有效降低了居民通脹預(yù)期的偏差與水平。此外，部分研究還進(jìn)一步分析了央行溝通與實際干預(yù)對通脹預(yù)期的非對稱效應(yīng)。付英俊等(2017)應(yīng)用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型分析了央行溝通和實際干預(yù)對通脹預(yù)期的非對稱效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)：在經(jīng)濟(jì)快速增長區(qū)制下，央行溝通和實際干預(yù)對通脹預(yù)期的引導(dǎo)作用較強；在經(jīng)濟(jì)緩慢增長區(qū)制下，央行溝通和實際干預(yù)對通脹預(yù)期的引導(dǎo)作用較弱。

綜上，可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究在度量居民通脹預(yù)期的偏差時，主要關(guān)注于通脹預(yù)期偏差的存在性，而沒有探究通脹預(yù)期是如何偏差的；主要研究了通脹預(yù)期整體的自我實現(xiàn)能力，尚未分析不同個體通脹預(yù)期的異質(zhì)性自我實現(xiàn)能力；重點分析了貨幣政策對通脹預(yù)期的管理效果，而未重視政策如何對不同個體通脹預(yù)期的異質(zhì)性響應(yīng)?；诖?，本文將從這幾個方面拓展現(xiàn)有研究：第一，根據(jù)央行的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，從居民通脹預(yù)期偏差的存在性與偏差方向兩個方面度量我國居民通脹預(yù)期偏差；第二，分析我國居民通脹預(yù)期在自我實現(xiàn)上存在的異質(zhì)性，包括不同個體通脹預(yù)期自我實現(xiàn)的異質(zhì)性和通脹預(yù)期自我實現(xiàn)在時間維度上的異質(zhì)性；第三，研究央行對不同群體通脹預(yù)期的政策反應(yīng)。

二、我國居民通脹預(yù)期偏差

由于信息的有限性、有限理性等客觀存在，居民在預(yù)期未來物價走向時可能會有偏差。本文將從居民通脹預(yù)期與實際通脹率的相關(guān)性和居民通脹預(yù)期偏差方向兩個方面來度量我國居民通脹預(yù)期偏差。

(一)通脹預(yù)期與實際通脹的相關(guān)性及其趨勢

1993年以來，央行開展了針對企業(yè)家、銀行家和城鎮(zhèn)儲戶的問卷調(diào)查，并在其網(wǎng)站公布了1999年第4季度之后的調(diào)查結(jié)果。其中，城鎮(zhèn)儲戶的問卷調(diào)查則包含了居民對未來物價的看法——“您預(yù)計未來3個月物價水平比現(xiàn)在‘上升’、‘基本不變’、‘下降’”，而在2009年第2季度之后加入了“看不準(zhǔn)”選項。根據(jù)每一選項的人數(shù)比例確定各選項的概率*為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的連貫性，本文沒有納入2009年之后的“看不準(zhǔn)”選擇，并相應(yīng)地將其他三個選項的比例按照百分比做了調(diào)整。。

根據(jù)各選項的選擇概率與下一個季度實際通脹之間的相關(guān)性，可以預(yù)判我國居民通脹預(yù)期是否存在偏差。這是因為，理論上，如果居民通脹預(yù)期具有很高的準(zhǔn)確度，那么調(diào)查的結(jié)果應(yīng)該呈現(xiàn)如下相關(guān)關(guān)系：當(dāng)下一個季度實際通脹率比較高的時候，選擇“上升”的比例將比較高，選擇“下降”和“基本不變”的比例將減少；當(dāng)下一個季度實際通脹率比較低時，選擇“下降”的比例將比較高，選擇“上升”和“基本不變”的比例明顯較少；當(dāng)下一個季度實際通脹率相對于這個季度變化不大時，選擇“基本不變”比例的將比較高，選擇“上升”和“下降”的比例明顯較少。換而言之，“上升”的比例與下一個季度實際通脹之間的相關(guān)性應(yīng)該是顯著的正向關(guān)系；“下降”的比例與下一個季度實際通脹之間的相關(guān)性應(yīng)該是顯著的負(fù)向關(guān)系；“基本不變”的比例與下一個季度實際通脹之間的相關(guān)性應(yīng)該不存在顯著關(guān)系。

然而，以實際數(shù)據(jù)檢驗以上分析時結(jié)果卻存在一定的差異。為與預(yù)期數(shù)據(jù)形式相匹配，本文以國家統(tǒng)計局公布的環(huán)比CPI數(shù)據(jù)作為實際通脹率的代理變量，并將公布的月度數(shù)據(jù)簡單平均得到季度數(shù)據(jù)。樣本期間為1999年第4季度到2016年第4季度。由表1可知，“上升”和“下降”兩個選項與實際通脹之間的關(guān)系與以上理論分析基本相符。這說明我國居民對未來物價預(yù)測有一定的合理性。與理論分析不同的是，“基本不變”選項與實際通脹的相關(guān)系數(shù)為-0.4633，存在較強的負(fù)向關(guān)系。也就是說，“基本不變”的比例上升也能初步判斷未來物價下降的可能性較大。需進(jìn)一步檢驗各項選項比例與實際通脹率之間因果關(guān)系的存在性。為此，根據(jù)ADF方法檢驗了各項選項和實際通脹率的數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，結(jié)果顯示，數(shù)據(jù)都拒絕存在單位根。在滿足平穩(wěn)性條件下，檢驗了各項選項與實際通脹率之間的格蘭杰因果關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各項選項都是實際通脹的因，而實際通脹不是各項選項的因。這強化了相關(guān)關(guān)系分析的結(jié)論，說明我國居民對未來物價預(yù)測存在一定的偏差。

表1 各預(yù)期選項比例與下一季度實際通脹率的相關(guān)系數(shù)

此外，以4年期為滾動窗口*以4年期為滾動窗口的含義是，首先選擇整體樣本中最初4年期為子樣本，即1999年第4季度到2003年第3季度，然后逐步向前推進(jìn)一個樣本量，如第二個子樣本為2000年第1季度到2003年第4季度，以此類推。，計算其間各項選項與下一季度實際通脹之間相關(guān)系數(shù)，判斷各相關(guān)系數(shù)的走勢，結(jié)果見圖1*以2年、3年或更長年份為滾動窗口，得到的結(jié)論也是一致的。。由圖1可知，各項選項與實際通脹的相關(guān)系數(shù)支持了上述結(jié)論；“基本不變”選項比例與實際通脹的相關(guān)系數(shù)存在系統(tǒng)性下偏，即負(fù)向關(guān)系；“基本不變”選項比例與實際通脹的相關(guān)系數(shù)存在較強的時變性，在2007年第3季度到2014年第2季度期間的負(fù)向關(guān)系較強，甚至超過了“下降”選項比例與實際通脹的相關(guān)系數(shù)。這再度體現(xiàn)了我國居民通脹預(yù)期的偏差性。

圖1 各預(yù)期選項比例與下一季度實際通脹率相關(guān)系數(shù)的走勢

(二)居民通脹預(yù)期偏差方向

以上論證了我國居民在預(yù)測未來物價上存在一定的偏差。這里將進(jìn)一步判斷居民通脹預(yù)期的偏差方向，即居民對物價的預(yù)測偏向于選擇“上升”，還是“下降”，亦或“基本不變”。為實現(xiàn)這一目的，首先，根據(jù)央行對居民未來物價預(yù)期調(diào)查的結(jié)果計算“上升”、“基本不變”和“下降”各選項比例的平均值，以此度量居民預(yù)期的實際比例；其次，將實際通脹率劃分為“上升”、“基本不變”和“下降”三種情況，計算各情況的比例，以此度量各情況應(yīng)有比例，或者是無偏預(yù)測；最后，對比居民未來通脹預(yù)期的實際比例與應(yīng)有比例，判斷居民未來通脹預(yù)期的偏差大小與方向。

居民未來物價預(yù)期中各選項比例的實際結(jié)果可根據(jù)央行調(diào)查公布數(shù)據(jù)直接得到，但是如何將每一季度的實際通脹率劃分為“上升”、“基本不變”和“下降”則是判斷的前提條件。換言之，如何量化“上升”、“基本不變”和“下降”的邊界？由于有三種情況，需要量化兩個邊界：當(dāng)實際通脹率高于上界時，確定為“上升”；當(dāng)實際通脹率低于下界時，確定為“下降”；而居于下界與上界之間的定義為“基本不變”。

鑒于Carlson et al.(1975)(以下簡稱C-P)的方法具有廣泛應(yīng)用性，本文據(jù)此來確立將實際通脹率劃分為“上升”、“基本不變”和“下降”的歸屬邊界。C-P方法測算的思路可概括為：

假設(shè)1：居民對未來通脹預(yù)期服從正態(tài)分布，并且各期通脹預(yù)期之間相互獨立同分布，即對于任意季度t，有：

Γt-1)，Γt-1為居民在第t季度所獲取的信息，σ2為方差*在下文可知，放松同方差的假設(shè)，不會改變估計結(jié)果。。

假設(shè)2：居民對下一個季度的物價判斷“上升”、“基本不變”和“下降”的敏感性區(qū)間為(a,b)，即上文所說的下界與上界。

假設(shè)3：敏感性區(qū)間對稱且遵循-a=b。

由假設(shè)1和假設(shè)2可知：

p(πt≤a)=Ft(a)=ξt

p(πt≥b)=1-Ft(b)=δt

(1)

其中：p(·)為概率函數(shù)；Ft(·)為ft(·)的累積分布函數(shù)；ξt為每一季度央行調(diào)查中居民認(rèn)為下一季度物價會“下降”的比例，而δt為相應(yīng)“上升”的比例。定義Φ-1(·)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布累積函數(shù)的反函數(shù)，則有：

σ=Φ-1(ξt)=τt

(2.1)

σ=Φ-1(1-δt)=ψt

(2.2)

將式(2.1)除以式(2.2)可得：

(3)

最后，根據(jù)式(3)、假設(shè)3和假設(shè)4，可計算得到敏感性區(qū)間的邊界：

(4)

由以上思路可知，尤其是假設(shè)4，假定居民通脹預(yù)期整體上是無偏的，以此計算得出居民對物價的敏感性區(qū)間。同時，無偏性的假定也暗含著居民通脹預(yù)期的敏感性區(qū)間與實際通脹率的敏感性區(qū)間具有一致性。故而，可實現(xiàn)各季度實際通脹率的情形歸屬。

根據(jù)上述測算方法，得到a=-0.9456，即敏感性區(qū)間為(-0.9456，0.9456)。藉此，將實際通脹率根據(jù)敏感性區(qū)間邊界歸屬為“上升”、“基本不變”和“下降”，并計算落入各情形下個數(shù)占總樣本的比例來度量“上升”、“基本不變”和“下降”的應(yīng)有比例，結(jié)果見表2?？梢钥吹剑环矫?，居民通脹預(yù)期與實際通脹中“上升”、“基本不變”和“下降”的比例大小基本上是一致的，即我國居民通脹預(yù)期總體上具有一定的合理性；另一方面，我國居民對未來物價預(yù)期存在一定偏差，其具體表現(xiàn)在居民認(rèn)為物價會“上升”與“下降”的比例比應(yīng)有比例要分別高出0.96%與2.75%，尤其是“下降”的比例相對于應(yīng)有比例的5.80%高出近50%。這說明，居民對未來物價預(yù)期表現(xiàn)出“好動”傾向。從實際情況來看也是如此，譬如在2008年第4季度，居民預(yù)期下一季度物價會“下降”的比例為22.33%，這也是樣本期間內(nèi)的最大值，然而下一季度，即2009年第1季度，實際物價并沒有出現(xiàn)大幅下降，反而是有0.39%的小幅上升。但是從敏感性區(qū)間來看，或者根據(jù)實際感知，這么小幅的上升遠(yuǎn)不能將其界定為“上升”或“下降”。

表2 居民通脹預(yù)期偏差 (單位：%)

概而言之，從居民通脹預(yù)期與實際通脹率的相關(guān)性以及居民通脹預(yù)期偏差方向兩個方面判斷，可以發(fā)現(xiàn)，我國居民對未來物價的預(yù)測存在一定的偏差，呈現(xiàn)出“好動”特性。

三、通脹預(yù)期異質(zhì)性的自我實現(xiàn)

居民通脹預(yù)期偏差及其“好動”特性的重要性在于通脹預(yù)期具有自我實現(xiàn)功能。居民通脹預(yù)期的異質(zhì)性效應(yīng)體現(xiàn)在兩個方面：第一，居民對未來物價判斷為“上升”的預(yù)期和判斷為“下降”的預(yù)期在自我實現(xiàn)上有何差別；第二，隨著時間的推移，預(yù)期“上升”和預(yù)期“下降”在自我實現(xiàn)上又存在什么變化。

(一)TVP-SV-VAR模型

為量化識別居民通脹預(yù)期自我實現(xiàn)的時變性，本文將主要參考Primiceri(2005)、Koop et al.(2009)等的研究，放松傳統(tǒng)VAR模型固定參數(shù)的設(shè)定，構(gòu)建具有時變參數(shù)的TVP-SV-VAR模型。當(dāng)模型中納入K個變量時，TVP-SV-VAR模型可具體表示為：

Yt=ct+B1,tYt-1+…+Bp,tYt-p+ut

(5)

其中：ct是具有時變性的截距向量；Bi,t(i=1,…,p)為滯后p階內(nèi)生變量的時變系數(shù)K×K方陣；ut為隨機(jī)擾動項，并滿足ut～N(0,Ωt)。Cogley et al. (2005)等對Ωt施加了較強約束，并也因此受到質(zhì)疑與批評。Primiceri(2005)則拓展了Cogley et al. (2005)等的研究，設(shè)定：

Ωt=A-1tHt(A-1t)′

(6)

其中：Ht為對角矩陣；At為下三角矩陣，并且對角元素都為1。由此可見，Primiceri(2005)的設(shè)定具有一般性。根據(jù)式(6)，式(5)可轉(zhuǎn)化為：

(7)

其中，εt～N(0,I)。

對于參數(shù)時變的方式，已有研究一般設(shè)定為以下隨機(jī)游走形式以降低參數(shù)維度：

Rt=Rt-1+K1υt

(8)

αt=αt-1+K2ζt

(9)

log σt=log σt-1+K3ηt

(10)

其中：Rt是包括截距向量ct和時變系數(shù)矩陣Bi,t(i=1,…,p)，并向量化得到的系數(shù)向量；αt為矩陣中除了對角元素的下三角各元素向量化得到的協(xié)方差向量；σt則是Ht中各對角元素的平方根并向量化轉(zhuǎn)變后的標(biāo)準(zhǔn)差向量。不同于Primiceri(2005)，Koop et al.(2009)進(jìn)一步將參數(shù)時變設(shè)定為依概率時變，即K1、K2、K3并非像Primiceri(2005)一般都設(shè)定為1，而是服從概率分布。此外，εt，υt，ζt，ηt都設(shè)定為如下對角形式以降低參數(shù)維度：

(11)

對于此類具有高度參數(shù)化和非線性的模型，本文將根據(jù)文獻(xiàn)中一般應(yīng)用的馬爾科夫鏈蒙特卡羅方法(MCMC)進(jìn)行估計，具體估計過程備索。

(二)數(shù)據(jù)來源及處理

除了以上央行對居民未來物價預(yù)期調(diào)查數(shù)據(jù)和實際通脹率數(shù)據(jù)之外，本文在模型中還進(jìn)一步納入了與這兩個變量緊密相關(guān)的經(jīng)濟(jì)變量：作為價格型貨幣政策代理變量的一年期貸款基準(zhǔn)利率r、作為數(shù)量型貨幣政策代理變量的M2增長率和作為經(jīng)濟(jì)增長代理變量的GDP增長率。由于一年期貸款基準(zhǔn)利率r與M2增長率并非是季度數(shù)據(jù)，本文通過按時間加權(quán)的方式將央行公布的一年期貸款基準(zhǔn)利率轉(zhuǎn)化為季度數(shù)據(jù)，并將M2增長率月度數(shù)據(jù)簡單平均得到季度數(shù)據(jù)。除了居民未來物價預(yù)期調(diào)查數(shù)據(jù)和一年期貸款基準(zhǔn)利率來源于央行網(wǎng)站，其余數(shù)據(jù)都來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。在得到各變量的季度數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，本文對存在明顯季節(jié)性特點的數(shù)據(jù)進(jìn)行了X-12季節(jié)性調(diào)整。本文的樣本期間為1999年第4季度至2016年第4季度。

(三)變量平穩(wěn)性檢驗及其他問題

參考林建浩等(2017)、王少林等(2017)等的做法，應(yīng)用ADF、DFGLS和KPSS三種常見單位根檢驗方法以判斷變量的平穩(wěn)性。遵從“一般到特殊”的思路，首先檢驗同時包含常數(shù)項和時間趨勢的情形并判斷兩者的顯著性，再依據(jù)檢驗結(jié)果考慮是否需要在檢驗中包括常數(shù)項和時間趨勢，最后判斷變量的平穩(wěn)性。除了GDP增長率之外，所有變量在三種檢驗方法下都滿足平穩(wěn)性。在選擇10%顯著性水平時，ADF檢驗并沒有拒絕GDP增長率存在單位根，但是DFGLS檢驗拒絕了GDP增長率存在單位根以及KPSS檢驗并不拒絕GDP增長率是平穩(wěn)的。因此，綜合來看，所有數(shù)據(jù)都滿足平穩(wěn)性條件。

此外，在進(jìn)一步展示估計結(jié)果之前，模型具體設(shè)定說明如下：第一，各變量的排序。本文將模型中所涉及的變量排序為一年期貸款基準(zhǔn)利率、M2增長率、實際通脹率CPI、GDP增長率、居民通脹預(yù)期“上升”的比例和居民通脹預(yù)期“下降”的比例*當(dāng)調(diào)換居民通脹預(yù)期“上升”的比例和居民通脹預(yù)期“下降”的比例在模型的順序時，估計結(jié)果與本文展示的結(jié)果只是在作用幅度上略有差異，但是作用方向和時變方式差別不大。。由于政策決策中一般存在認(rèn)識時滯和決策時滯，把政策變量排序在前而經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)變量排序在后也是文獻(xiàn)中常見的排序方式。值得注意的是，雖然央行的問卷調(diào)查中居民對未來的物價看法包含了“上升”、“基本不變”和“下降”三種，并相應(yīng)形成了三個經(jīng)濟(jì)變量，但是由于這三個經(jīng)濟(jì)變量之和都為1，因此其中任何兩個變量所包含的經(jīng)濟(jì)信息可等價于三個變量的信息。同時，模型中已包含了元素都為1的截距向量，所以將“上升”、“基本不變”和“下降”三個經(jīng)濟(jì)變量都納入模型中容易造成由抽樣數(shù)據(jù)構(gòu)成的矩陣不可逆和估計無法實現(xiàn)。因此，本文在模型中只納入了主要關(guān)注的居民通脹預(yù)期“上升”和居民通脹預(yù)期“下降”兩個經(jīng)濟(jì)變量。第二，模型滯后階數(shù)的選擇。根據(jù)大量類似模型的做法，本文的滯后階數(shù)選擇為2。第三，系數(shù)顯著性水平的選擇。借鑒Doan(2004)、Bjrnland et al.(2009)等的研究，本文以[0.16,0.84]分位點構(gòu)造判斷顯著性水平的置信區(qū)間。第四，鑒于結(jié)果展示的美觀和計算機(jī)內(nèi)存空間的有限性，本文只是估計了樣本期間每年第一季度的結(jié)果*當(dāng)減少抽樣次數(shù)以估計全樣本的結(jié)果時，系數(shù)的時變性存在明顯的平滑轉(zhuǎn)變特征，因此只選擇每年第一季度是具有代表性的。。最后，本文選擇抽樣次數(shù)為20000次，其中2000次是預(yù)燒(burn-in)樣本。

(四)通脹預(yù)期的異質(zhì)性效應(yīng)

為對比居民預(yù)期通脹“上升”和“下降”自我實現(xiàn)的程度與差異性，將兩者的沖擊都標(biāo)準(zhǔn)化為增加1%。當(dāng)經(jīng)濟(jì)體面對居民預(yù)期通脹“上升”比例增加1%的沖擊時，實際通脹率的響應(yīng)見圖2?？梢钥闯?，居民預(yù)期通脹“上升”具有明顯的自我實現(xiàn)能力，預(yù)期通脹“上升”比例增加顯著地提高了物價，大約在滯后2個季度達(dá)到最大，0.08%左右，隨后開始下降并回歸至原有水平，呈現(xiàn)典型的“駝峰”型響應(yīng)路徑。當(dāng)更多居民預(yù)期未來物價會上升時，居民將通過購買消費品的實際行為實現(xiàn)保值增值，帶動消費需求增加，進(jìn)而導(dǎo)致物價上漲和預(yù)期自我實現(xiàn)。從各年的脈沖響應(yīng)圖來看，每一年居民預(yù)期通脹“上升”沖擊對滯后實際通脹率最大影響與影響時效的差異并不大，并沒有呈現(xiàn)明顯的趨勢；雖然每一年的脈沖響應(yīng)圖在尾端存在較大差距，但是并不顯著。

圖2居民預(yù)期通脹“上升”沖擊后實際通脹率的反應(yīng)

圖3居民預(yù)期通脹“下降”沖擊后實際通脹率的反應(yīng)

當(dāng)經(jīng)濟(jì)體面對居民預(yù)期通脹“下降”比例增加1%的沖擊時，實際通脹率的響應(yīng)見圖3。可以看到，居民預(yù)期通脹“下降”也具有較強的自我實現(xiàn)能力，預(yù)期通脹“下降”比例增加將導(dǎo)致實際物價隨之下降，在滯后1個季度降幅達(dá)到最大，0.25%左右，并在滯后4個季度后回到原有水平和變得不再顯著，呈現(xiàn)“勺子”型影響方式。從各年的脈沖響應(yīng)圖來看，居民預(yù)期通脹“下降”的自我實現(xiàn)能力在各年存在較大差異。具體來講，在2008年前后，居民預(yù)期通脹“下降”比例增加1%的沖擊后實際通脹率最大降幅為0.15%左右，自我實現(xiàn)能力明顯低于樣本其他時期。

從實際經(jīng)濟(jì)背景來看，2008年前后正是美國次貸危機(jī)爆發(fā)并引發(fā)全世界金融危機(jī)時期。根據(jù)歷史經(jīng)驗，金融危機(jī)將引發(fā)大規(guī)模的商品滯銷、失業(yè)、通貨緊縮等經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。一般居民適應(yīng)性地認(rèn)為，在此次金融危機(jī)爆發(fā)時，物價應(yīng)該也會下降，這從2008年第4季度有22.33%的居民預(yù)期下一季度物價會“下降”中得到充分體現(xiàn)。然而，此次金融危機(jī)并未朝著居民想象的方向發(fā)展，物價沒有出現(xiàn)如1997年亞洲金融危機(jī)后那樣在我國持續(xù)多年的通貨緊縮狀態(tài)。究其原因，可能在于政策決策者在兩次金融危機(jī)后制定的政策存在顯著的不同。面對此次金融危機(jī)，我國政府在政策制定上表現(xiàn)得更為寬松，這主要體現(xiàn)在前所未有的4萬億刺激計劃及隨后的一系列寬松政策。在如此寬松的政策下，部分居民改變事先預(yù)期物價下降時的決策，反而更多地通過購買實物等方式來避免財富貶值，進(jìn)而在此期間，居民預(yù)期通脹“下降”的自我實現(xiàn)能力較差。

對比圖2和圖3，還可以發(fā)現(xiàn)，居民預(yù)期通脹“上升”和“下降”在自我實現(xiàn)能力上存在明顯差異，具體體現(xiàn)在：第一，居民預(yù)期通脹“下降”與居民預(yù)期通脹“上升”的自我實現(xiàn)能力呈現(xiàn)非對稱性。具體來講，居民預(yù)期通脹“下降”比例增加1%將帶來物價最大降低0.25%左右，而居民預(yù)期通脹“上升”比例增加1%將造成物價最大提高0.08%左右，前者是后者作用強度的3倍。第二，在時間維度上，居民預(yù)期通脹“下降”自我實現(xiàn)能力的變化比居民預(yù)期通脹“上升”自我實現(xiàn)能力的變化要大。居民預(yù)期通脹“下降”比例增加1%將帶來物價最大降低0.07%～0.33%，而居民預(yù)期通脹“上升”比例增加1%將帶來物價最大上升0.05%～00.1%。

通過以上分析可知，居民預(yù)期通脹“上升”和“下降”都存在明顯的自我實現(xiàn)能力，這表明居民通脹預(yù)期變化將影響實際物價，成為宏觀經(jīng)濟(jì)波動的來源，而居民通脹預(yù)期偏差則進(jìn)一步加劇了宏觀經(jīng)濟(jì)波動。另外，居民通脹預(yù)期的較強自我實現(xiàn)能力體現(xiàn)了居民會根據(jù)自身預(yù)期判斷進(jìn)行行為決策，因而居民通脹預(yù)期偏差也說明了居民做出了錯誤的決策，帶來了社會福利損失。

四、央行對通貨預(yù)期的政策干預(yù)

(一)央行對居民通脹預(yù)期的利率反應(yīng)

面對居民預(yù)期通脹“上升”比例提高1%的沖擊時，央行在利率方面的反應(yīng)見圖4?？梢钥吹?，從作用方向來看，央行在發(fā)現(xiàn)居民預(yù)期通脹“上升”比例提高時會在利率方面做出逆向性反應(yīng)，但是政策時滯較為明顯，央行需要在滯后5個季度才會將利率提高到最大0.03%左右。從各年的脈沖響應(yīng)圖來看，央行對居民通脹預(yù)期的變化存在明顯的時變性：2008—2010年及2014—2015年，央行對居民預(yù)期通脹“上升”的逆向調(diào)控力度明顯較弱，利率最大提高約為0.01%。這兩段時期也是我國進(jìn)入降息通道時期。前一段時期的降息主要是為了降低次貸危機(jī)對我國的負(fù)面沖擊。后一段時期是我國進(jìn)入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的“雛形”時期。面對經(jīng)濟(jì)增長速度的下滑和物價上漲率較低的經(jīng)濟(jì)背景，央行在政策取向上偏好于經(jīng)濟(jì)增長。正如陳創(chuàng)練等(2016)指出的，我國貨幣政策盯住通脹目標(biāo)參數(shù)呈現(xiàn)出顯著的適時調(diào)整過程。然而，隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，央行并非一味地偏好經(jīng)濟(jì)增長。從圖4可知，央行對居民通脹預(yù)期的利率反應(yīng)在2016年第1季度又恢復(fù)到較高水平。這可能源自于我國自2016年以來經(jīng)濟(jì)有通貨膨脹的跡象，以及對新常態(tài)的深刻認(rèn)識，中高速增長是我國未來很長一段時間的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)。

圖4居民預(yù)期通脹“上升”沖擊后利率的反應(yīng)

圖5居民預(yù)期通脹“下降”沖擊后利率的反應(yīng)

面對居民預(yù)期通脹“下降”比例的1%正向沖擊時，央行在利率方面的反應(yīng)見圖5?？梢钥吹?，央行會在居民預(yù)期通脹下降時降低利率。從各年的脈沖響應(yīng)圖來看，央行對居民通脹預(yù)期下降的政策反應(yīng)存在明顯的時變性：第一，利率最大下降的發(fā)生時刻存在較大差異，2008年之前利率最大下降發(fā)生在滯后5個季度左右，而2009年之后利率最大下降發(fā)生在滯后2個季度左右。央行的政策反應(yīng)變得更為迅速。第二，利率最大下降的大小存在明顯差異，2001—2003年利率最大下降約為0.06%，而2004之后利率最大下降約為0.03%。前者遠(yuǎn)大于后者。究其原因，可能在于1997年亞洲金融危機(jī)之后我國長期處于通貨緊縮狀態(tài)，利率較大幅度的降低正是為了緩解通貨緊縮。值得一提的是，由2010年第1季度的脈沖響應(yīng)圖來看，利率在滯后2個季度達(dá)到最大降幅后出現(xiàn)了明顯的反轉(zhuǎn)，在滯后5個季度達(dá)到最大升幅0.069%。2007—2008年，我國經(jīng)歷了投資局部過熱和物價較大上漲；經(jīng)過2009年的調(diào)整，我國經(jīng)濟(jì)增長率和物價在2010年又呈現(xiàn)觸底快速反彈態(tài)勢。2010年利率的變化是為了規(guī)避經(jīng)濟(jì)重新出現(xiàn)2007—2008年那樣的經(jīng)濟(jì)過熱。

從以上分析可知，央行對居民預(yù)期未來物價上升與下降的利率反應(yīng)存在一定差異，主要體現(xiàn)在：央行對通貨緊縮容忍度較小，對通貨緊縮會做出更為迅速的政策反應(yīng)，尤其是2009年以來；央行在經(jīng)濟(jì)特殊時期會對通貨膨脹保持較高的容忍度；2003年之前，央行還會對通貨緊縮做出更強的反應(yīng)，但是這一現(xiàn)象在2004年之后不復(fù)存在。

(二)央行對居民通脹預(yù)期的M2增長率反應(yīng)

圖6居民預(yù)期通脹“上升”沖擊后M2增長率的反應(yīng)

圖7居民預(yù)期通脹“下降”沖擊后M2增長率的反應(yīng)

自從1994年將貨幣供應(yīng)量確定為我國的貨幣政策中間目標(biāo)以來，調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量成為我國宏觀調(diào)控的重要手段。穩(wěn)定物價也相應(yīng)地成為貨幣供應(yīng)量調(diào)節(jié)的重要目標(biāo)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)體面對居民預(yù)期通脹“上升”比例1%正向沖擊時，央行在M2增長率方面的反應(yīng)見圖6。

由圖6可知，面對居民通脹預(yù)期上升，央行在貨幣供應(yīng)量上并沒有做出一致反應(yīng)，具體來講：2001—2003年，央行顯著降低了貨幣供應(yīng)量，在滯后7個季度之后M2增長率最大降低了0.06%左右；2004—2011年，央行反而提高了貨幣供應(yīng)量，尤其是2006—2010年M2增長率在滯后4個季度后顯著提高到0.06%左右；2011年之后，央行又恢復(fù)了逆向調(diào)控，顯著降低了貨幣供應(yīng)量。結(jié)合圖2展示的居民通脹預(yù)期較強的自我實現(xiàn)能力，圖6的估計結(jié)果表明，央行并沒有對居民通脹預(yù)期給予足夠重視，在本文樣本期間對居民的通脹預(yù)期并未發(fā)揮有效調(diào)控。而央行對居民通脹預(yù)期的反應(yīng)不足也帶來了我國2007—2011年的較高物價上漲率。

央行面對居民預(yù)期通脹“下降”比例1%正向沖擊的M2增長率反應(yīng)見圖7。如圖7所示，不同于對居民預(yù)期物價上漲的政策反應(yīng)，央行對居民預(yù)期物價下降尤為關(guān)切：第一，政策反應(yīng)方向更為一致，央行在樣本期間對居民預(yù)期物價下降都做出了正向反應(yīng)。在2001—2005年和2011—2016年，面對居民預(yù)期通脹“下降”比例1%正向沖擊，央行會最大提高M(jìn)2增長率0.1%左右，而在2006—2010年期間則最大提高到0.4%左右。第二，央行對居民預(yù)期物價下降反應(yīng)更為迅速，M2增長率大約在滯后2個季度下降幅度達(dá)到最大。

(三)政策評析

如圖4～7所示，總體上來講，央行較為關(guān)注居民的通脹預(yù)期，并能在政策上做出合理反應(yīng)。結(jié)合圖2、圖3，針對居民預(yù)期物價下降具有更強的自我實現(xiàn)能力，央行不管在利率還是在貨幣供應(yīng)量方面都做出了比對居民預(yù)期物價上升更強的反應(yīng)。從這些方面來講，央行對居民預(yù)期物價“上升”與“下降”的不對稱反應(yīng)較為恰當(dāng)。

然而，從各年脈沖響應(yīng)圖的走勢來看，央行對居民通脹預(yù)期的反應(yīng)缺乏一致性，尤其是對居民預(yù)期物價“上升”：第一，不管在利率還是在貨幣供應(yīng)量方面，央行對居民預(yù)期物價“上升”的政策反應(yīng)時滯明顯長于對居民預(yù)期物價“下降”的政策反應(yīng)。然而，居民預(yù)期物價“上升”與“下降”的自我實現(xiàn)在時滯上卻并沒有太大差別。第二，央行對居民預(yù)期物價“上升”的政策反應(yīng)并不一致。在利率方面，央行在特殊時期對居民預(yù)期物價“上升”的政策反應(yīng)明顯較弱；在貨幣供應(yīng)量方面尤為突出，央行在大部分時期內(nèi)并沒有對居民預(yù)期物價“上升”進(jìn)行逆向調(diào)控，甚至制定了惡化居民通脹預(yù)期的政策。

究其原因，本文認(rèn)為，造成央行對居民通脹預(yù)期的非對稱反應(yīng)有以下因素：

其一，我國貨幣政策中間變量不明確。雖然在1994年將貨幣供應(yīng)量確立為我國貨幣政策中間變量，但是在實際操作中，央行會同時調(diào)節(jié)利率和貨幣供應(yīng)量。雙中間目標(biāo)的存在，加之利率與貨幣供應(yīng)量存在量價邏輯關(guān)系，使得央行在實現(xiàn)兩個目標(biāo)時容易顧此失彼。因此，世界各國央行極少同時應(yīng)用多個貨幣政策中間變量。近年來，我國明顯加速了利率市場化進(jìn)程，意欲將貨幣政策中間變量調(diào)整為利率，但是目前依然是兩種中間變量同時應(yīng)用。這一過渡階段造成了央行對居民通脹預(yù)期的非對稱反應(yīng)。

其二，我國央行的獨立性有限。根據(jù)2003年修訂的《中華人民共和國中國人民銀行法》，我國央行是在國務(wù)院領(lǐng)導(dǎo)下制定與執(zhí)行貨幣政策。而國務(wù)院是由發(fā)改委、財政部、中國人民銀行等多部門組成的機(jī)構(gòu)。由于利益的不同，各部門在政策決定上難以達(dá)成一致，特別是當(dāng)經(jīng)濟(jì)過度繁榮而需要緊縮型貨幣政策時。這可以從圖4和圖6中看出，面對居民通脹預(yù)期上升，緊縮型貨幣政策不僅在一致性方面而且在滯后性上都表現(xiàn)較差。

其三，我國貨幣政策的多目標(biāo)任務(wù)。不同于世界上大多數(shù)國家貨幣政策單目標(biāo)或雙目標(biāo)制，我國貨幣政策目標(biāo)包括經(jīng)濟(jì)增長、充分就業(yè)、物價穩(wěn)定和國際收支平衡。多目標(biāo)的制度設(shè)定限制了貨幣政策對單個目標(biāo)的靈活性，因此實際政策更多是多目標(biāo)協(xié)調(diào)的結(jié)果。根據(jù)丁伯根法則，政策工具的數(shù)量或控制變量數(shù)至少要等于目標(biāo)變量的數(shù)量。僅僅依靠貨幣政策來實現(xiàn)眾多最終目標(biāo)，顯然有悖于丁伯根法則，也將帶來各目標(biāo)的失衡和宏觀經(jīng)濟(jì)劇烈波動。

五、結(jié)論及啟示

基于預(yù)期對人們行為指導(dǎo)和宏觀經(jīng)濟(jì)的重要作用，本文以央行調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，度量了我國居民通脹預(yù)期的偏差性。通過與實際通脹率的相關(guān)性與偏差方向兩個維度判斷，本文發(fā)現(xiàn)，我國居民通脹預(yù)期存在一定偏差，偏向于認(rèn)為未來物價會“下降”或“上升”，呈現(xiàn)“好動”特性。居民通脹預(yù)期偏差的重要性在于其具有自我實現(xiàn)能力。為此，本文通過時變模型的設(shè)定，判斷我國居民通脹預(yù)期的自我實現(xiàn)能力，并分析央行是否對居民通脹預(yù)期給予足夠重視。

在居民通脹預(yù)期自我實現(xiàn)方面，結(jié)果顯示：不管居民預(yù)期未來物價“上升”還是“下降”都具有較快、較強的自我實現(xiàn)能力；居民預(yù)期未來物價“下降”比居民預(yù)期未來物價“上升”自我實現(xiàn)能力更強；從各年脈沖響應(yīng)圖走勢來看，居民預(yù)期未來物價“下降”的自我實現(xiàn)能力在特殊時期較差，而居民預(yù)期未來物價“上升”自我實現(xiàn)能力變化較小。藉此，本文進(jìn)一步分析了央行對居民通脹預(yù)期的政策反應(yīng)。通過對比發(fā)現(xiàn)：不管在利率上還是貨幣供應(yīng)量方面，央行對居民預(yù)期未來物價“下降”反應(yīng)都表現(xiàn)出更為迅速、更強和較為一致的特征；央行對居民預(yù)期未來物價“上升”具有較高容忍度，這主要表現(xiàn)在貨幣供應(yīng)量對居民預(yù)期未來物價“上升”的反應(yīng)并不一致和滯后性更久，有時甚至?xí)夯用竦耐涱A(yù)期，并且利率對居民預(yù)期未來物價“上升”的反應(yīng)在某些時期表現(xiàn)出明顯的疲軟。

居民預(yù)期未來物價“下降”更強的自我實現(xiàn)能力較好地解釋了央行對居民預(yù)期未來物價“下降”反應(yīng)更強與更迅速的特征。然而，基于居民預(yù)期未來物價“上升”亦具有較快、較強的自我實現(xiàn)能力，我國央行政策反應(yīng)存在不足。據(jù)此，本文認(rèn)為：首先，我國應(yīng)該盡快確立單一的貨幣政策中間變量，構(gòu)建利率和貨幣供應(yīng)量靈活聯(lián)動的金融市場；其次，提高央行的獨立性，以減少政策制定與執(zhí)行的政治阻力，為貨幣政策更好地發(fā)揮宏觀調(diào)控作用提供制度保障；再次，適當(dāng)減少貨幣政策的最終目標(biāo)，以避免貨幣政策在調(diào)控眾多目標(biāo)時出現(xiàn)顧此失彼；最后，更好地發(fā)揮央行溝通在引導(dǎo)居民預(yù)期方面的作用，這內(nèi)在地要求提高央行溝通的力度、準(zhǔn)確度和語言的通俗程度。

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Residents′InflationExpectations,HeterogeneitySelf-realizationandPolicyIntervention

WANG ShaoLin

(School of Finance, Guangdong University of Finance and Economics, Guangzhou 510320)

The importance of expectation lies in its ability to self-realization, and the management of expectation has become a prominent manifestation of current macroeconomic management. This paper first judges the deviation of inflation expectation from two dimensions of existence and deviation direction, and then uses the time-varying parameter model to analyze the heterogeneity of self-realization of different groups′ inflation expectations and how the central bank reacts to different groups′ inflation expectations. The results show: Firstly, residents′ inflation expectations are biased, showing a “active” tendencies. Secondly, the self-realization of inflation expectations of residents who expect future price “decline” is stronger than that of the residents who expect future price “rise”. Thirdly, regardless of interest rate or money supply, the central bank has a higher tolerance for the “rise” of residents′ inflation expectations, but responds more quickly, stronger and more consistently to the “decline” of residents′ inflation expectations. Based on this, this paper presents constructive policy recommendations.

inflation expectations; monetary policy; heterogeneity; deviation

2017-10-11

王少林(1984--)，男，江西吉安人，博士，廣東財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院副教授。

國家社會科學(xué)基金項目“新常態(tài)下通脹預(yù)期的形成機(jī)制與信息干預(yù)”(15CJL)。

F830.2

A

1001-6260(2017)11-0061-11

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.11.007

(責(zé)任編輯 劉志煒)