摘要：基于央行發(fā)布的居民對下季度物價(jià)預(yù)期數(shù)據(jù)，構(gòu)建凈差額法、正態(tài)分布、均勻分布以及邏輯分布下的通貨膨脹預(yù)期，實(shí)證檢驗(yàn)不同分布下通脹預(yù)期的記憶性，并在此基礎(chǔ)上研究北京、河北、江西、云南等四個(gè)省市之間記憶性差異及其微觀原因。結(jié)果表明：當(dāng)我國居民通脹預(yù)期服從均勻分布時(shí)，通脹預(yù)期有可能存在記憶性，并且具有“長記憶”特征。其中北京通脹預(yù)期記憶性最短，其次是河北和云南，江西通脹預(yù)期記憶性最長。這種通脹預(yù)期記憶性的差異來源于各省市居民對未來收入信心、金融參與程度以及人均收入等微觀因素的差別。

關(guān)鍵詞： 通貨膨脹預(yù)期；記憶性；預(yù)期管理

中圖分類號：F820.5文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：10037217（2018）04000206

一、引言

通貨膨脹預(yù)期記憶性是央行制定貨幣政策和加強(qiáng)預(yù)期管理的基礎(chǔ)，也是我國宏觀調(diào)控體系的重要組成部分，更是習(xí)近平新時(shí)代中國特色社會主義經(jīng)濟(jì)思想的重要內(nèi)容之一＼[1＼]。自從Phelps（1967）和Friedman（1968）將預(yù)期理論引入到菲利普斯曲線以來，通貨膨脹預(yù)期（以下簡稱“通脹預(yù)期”）便成為了學(xué)者們研究的焦點(diǎn)問題＼[2，3＼]。他們認(rèn)為，膨脹預(yù)期應(yīng)為適應(yīng)性預(yù)期，其形成機(jī)制表達(dá)了居民向失誤學(xué)習(xí)的“能力”，具體表現(xiàn)為通脹預(yù)期呈現(xiàn)出一定的記憶性特征。然而，Lucas（1972）認(rèn)為通脹預(yù)期不僅包含居民向失誤學(xué)習(xí)和修正的能力，更包含居民對未來經(jīng)濟(jì)政策的預(yù)判，因此，通脹預(yù)期應(yīng)該是理性預(yù)期，并不呈現(xiàn)出記憶性特征＼[4＼]。由于通脹預(yù)期的記憶性研究離不開制度背景和經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)，因此，我國的通脹預(yù)期研究必然要結(jié)合當(dāng)前國內(nèi)的實(shí)際情況。部分學(xué)者認(rèn)為，由于現(xiàn)階段我國市場經(jīng)濟(jì)尚不完善，適應(yīng)性預(yù)期更能反映我國通貨膨脹的實(shí)際情況。比如：肖爭艷等（2005）提出了構(gòu)建我國通脹預(yù)期數(shù)據(jù)的方法，并認(rèn)為我國通脹預(yù)期不是完全的理

性預(yù)期＼[5＼]；黃正新等（2016）認(rèn)為我國公眾的通脹預(yù)期是一種有限理性的適應(yīng)性預(yù)期，并呈現(xiàn)非均衡性與波動(dòng)性特征＼[6＼]；許志偉等（2015）也通過實(shí)證分析驗(yàn)證了適應(yīng)性預(yù)期相較于理性預(yù)期能更好地解釋我國的通貨膨脹＼[7＼]。另外，還有學(xué)者以適應(yīng)性預(yù)期為基礎(chǔ)來研究我國通貨膨脹預(yù)期及貨幣政策，比如：馬理等（2016）從預(yù)期管理的角度強(qiáng)調(diào)了適應(yīng)性預(yù)期研究對于央行貨幣政策的重要作用＼[8＼]；王益君等（2017）則在適應(yīng)性預(yù)期的基礎(chǔ)上，對通脹預(yù)期的異質(zhì)性進(jìn)行了詳細(xì)研究＼[9＼]。盡管當(dāng)前國內(nèi)學(xué)者普遍認(rèn)同適應(yīng)性預(yù)期更符合我國制度與經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)，但鮮有以此為基礎(chǔ)對我國通貨膨脹期記憶性的研究。對此，本文主要研究以下兩方面問題：（1）基于央行城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查報(bào)告中的物價(jià)預(yù)期數(shù)據(jù)，研究我國通脹預(yù)期是否具有記憶性特征，如果存在，其表現(xiàn)為“長記憶”還是“短記憶”特征；（2）如果存在記憶性特征，則不同省市之間通脹預(yù)期的記憶性是否存在差異，如果存在差異，決定差異的因素有哪些？

二、通貨膨脹預(yù)期的測量與估計(jì)

（一）通貨膨脹預(yù)期的定性測量

本文使用中國人民銀行的《城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查報(bào)告》中關(guān)于物價(jià)預(yù)期的問題，作為構(gòu)建我國通脹預(yù)期數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)。城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查是央行1999年建立的一項(xiàng)季度調(diào)查制度，每季在全國50個(gè)城市的400個(gè)銀行網(wǎng)點(diǎn)中各隨機(jī)抽取50名儲戶作為調(diào)查對象，其中關(guān)于物價(jià)預(yù)期的問題是“您預(yù)計(jì)未來三個(gè)月內(nèi)物價(jià)水平將比現(xiàn)在如何？”，候選答案分別為：會迅速上升、會基本穩(wěn)定和會略有下降。央行通過全國近2萬份調(diào)查問卷，采用擴(kuò)散指數(shù)法構(gòu)建了我國居民的未來物價(jià)預(yù)期指數(shù)。該方法首先扣除選擇“看不準(zhǔn)”的居民數(shù)；然后，分別計(jì)算出選擇下季度物價(jià)“迅速上升”“基本穩(wěn)定”和“略有下降”的居民占比，再分別對各選項(xiàng)賦予1、0.5和0等三種權(quán)數(shù)；最后，通過對各選項(xiàng)居民占比加權(quán)求得。本文采用2003年4季度至2017年4季度各選項(xiàng)居民占比的數(shù)據(jù)，詳見圖1。

圖1表明，過去十五年，我國居民對于物價(jià)水平預(yù)期出現(xiàn)過兩次持續(xù)上升階段：第一階段是2006年1季度至2007年4季度，由于當(dāng)時(shí)國內(nèi)固定資產(chǎn)投資快速增長，經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)過熱并伴隨著物價(jià)水平持續(xù)上升，故使得居民不斷提高物價(jià)上漲的預(yù)期；第二階段是2009年1季度至2010年4季度，由于2008年全球性金融危機(jī)給世界經(jīng)濟(jì)造成重創(chuàng)，我國政府于2008年11月推出“4萬億”投資計(jì)劃并伴隨一系列刺激經(jīng)濟(jì)的措施，使得國內(nèi)經(jīng)濟(jì)在2009年1季度探底回升并重新進(jìn)入上升軌道，因此，居民對物價(jià)上漲的預(yù)期開始攀升，直到2011年1季度央行實(shí)施偏緊縮性貨幣政策來抑制通脹，才使得居民對于物價(jià)水平的預(yù)期出現(xiàn)下降＼[10＼]。近五年以來，我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）一直維持在2%的水平上小幅波動(dòng)，因此，居民對于物價(jià)水平的預(yù)期亦進(jìn)入到了相對穩(wěn)定的階段。

財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐（雙月刊）2018年第4期2018年第4期（總第214期）于光耀：中國通貨膨脹預(yù)期記憶性研究——基于2003-2017年央行數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

（二）通脹預(yù)期的測量方法

盡管通過城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查報(bào)告得到了關(guān)于下季度物價(jià)水平的居民占比數(shù)據(jù)，但如何將其轉(zhuǎn)化為能進(jìn)行定量研究的通脹預(yù)期數(shù)據(jù)仍是許多學(xué)者研究的問題。目前，能夠?qū)崿F(xiàn)這種轉(zhuǎn)化的方法有差額法和概率法。

1.差額法。假定問卷調(diào)查報(bào)告中選擇“迅速上升”的居民占比為Rt，選擇“略有下降”的居民占比為Ft，令Bt=Rt-Ft，則Bt用來衡量居民預(yù)期下季度物價(jià)上漲的強(qiáng)度，Bt值介于-1～1之間。當(dāng)Bt>0時(shí)，代表居民預(yù)期下季度物價(jià)上升；當(dāng)Bt<0時(shí)，代表居民預(yù)期下季度物價(jià)下降；當(dāng)Bt=0時(shí)，代表居民預(yù)期下季度物價(jià)水平不變。因此，通過設(shè)定通脹預(yù)期與居民預(yù)期下季度物價(jià)上漲強(qiáng)度之間的線性關(guān)系，可以計(jì)算通脹預(yù)期，即：Etπt+1=kRt-Ft，其中，Etπt+1為居民在t期對于t+1期的通脹預(yù)期；系數(shù)k為常數(shù)： k=∑Ti=1πt∑Ti=1Rt-Ft ，其中，πt代表t期的通貨膨脹率。

2.概率法。假定居民對于物價(jià)水平的預(yù)期服從一個(gè)概率分布，那么，居民在t期對t+1期的通脹預(yù)期是一個(gè)隨機(jī)變量，用P-at

假定存在數(shù)值at，使得Xet+1>at的概率等于預(yù)期下季度物價(jià)上升的居民占比Rt，且Xet+1<-at的概率等于預(yù)期下季度物價(jià)下降的居民占比Ft，且-atat=Rt，PXet+1<-at=Ft，P-at

如果假定at為常數(shù)a，且通脹預(yù)期的均值與通貨膨脹的均值相等，那么可以估計(jì)出a值：a=∑Tt=1πt∑Tt=1z1（t）+z2（t）/z1（t）-z2（t） ，其中，z1（t）和z2（t）的計(jì)算公式依賴于通脹預(yù)期所服從的概率分布。如果通脹預(yù)期服從正態(tài)分布，則Z1t=φ-1Ft，Z2t=φ-11-Rt，其中φ為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累積分布函數(shù)，此時(shí)，通脹預(yù)期及其標(biāo)準(zhǔn)差為：Etπt+1=az1（t）+z2（t）z1（t）-z2（t），stdπt+1=2az1（t）-z2（t）；如果通脹預(yù)期服從均勻分布，則Z1t=Ft-0.512，Z2t=0.5-Rt12，此時(shí)，通脹預(yù)期及其標(biāo)準(zhǔn)差為：Etπt+1=aRt-Ft1-Rt-Ft，stdπt+1=a31-Rt-Ft；如果通脹預(yù)期服從邏輯分布，則Z1t=-ln 1/Ft-13/π，Z1t=-ln（1/Ft-1）3/π，此時(shí)通脹預(yù)期及其標(biāo)準(zhǔn)差為：Etπt+1=aln 1/Ft-1-ln 1/Rt-1ln 1/Ft-1+ln 1/Rt-1，stdπt+1=2aln 1/Ft-1+ln 1/Rt-1π3 。

（三）通脹預(yù)期的估計(jì)結(jié)果

通過上述方法，結(jié)合央行2003年4季度至2017年4季度預(yù)期下季度物價(jià)水平的居民占比數(shù)據(jù)，可以得到我國通脹預(yù)期的估計(jì)結(jié)果。其中，對于預(yù)期“下季度物價(jià)上漲”的居民占比缺失數(shù)據(jù)，利用央行未來物價(jià)預(yù)期指數(shù)與預(yù)期“物價(jià)上漲”居民占比進(jìn)行線性回歸的方式進(jìn)行插補(bǔ)；對于預(yù)期“下季度物價(jià)下降”的居民占比缺失數(shù)據(jù)，利用央行構(gòu)建未來物價(jià)預(yù)期指數(shù)的公式進(jìn)行反推插補(bǔ)。由于上述數(shù)據(jù)來源于居民預(yù)期下季度物價(jià)水平的變動(dòng)情況，因此，為方便與我國通貨膨脹相比較，選取居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）的季度環(huán)比數(shù)據(jù)作為反映通貨膨脹的指標(biāo)，詳見圖2。

數(shù)據(jù)來源：Wind資訊，根據(jù)中國人民銀行《儲戶問卷調(diào)查報(bào)告》數(shù)據(jù)計(jì)算得到。

由圖2可知，各分布下的通脹預(yù)期與通貨膨脹總體變動(dòng)趨勢相一致，表明我國通脹預(yù)期與通貨膨脹之間具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性。同時(shí)，通過計(jì)算可知③，均勻分布下通脹預(yù)期與通貨膨脹的擬合程度要顯著優(yōu)于其他分布下通脹預(yù)期與通貨膨脹的擬合程度，表明均勻分布下的通脹預(yù)期有可能更符合當(dāng)前我國制度與經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實(shí)情況。

三、通貨膨脹預(yù)期記憶性的實(shí)證分析

（一）我國通貨膨脹預(yù)期的記憶性檢驗(yàn)

按照Phelps（1967）和Friedman（1968）對于通脹預(yù)期的描述，通脹預(yù)期可以表示為經(jīng)濟(jì)行為人向其失誤學(xué)習(xí)和修正的能力，即：

Etπt+1=θπt+1-θEt-1πt（1）

其中，θ代表學(xué)習(xí)和修正失誤的能力，0<θ<1，θ值越大代表學(xué)習(xí)能力越強(qiáng)，即居民受當(dāng)期通貨膨脹影響越大；當(dāng)θ=1時(shí)，居民預(yù)期下季度物價(jià)水平就等于本季度通貨膨脹。由于Et-1πt可以進(jìn)一步用過去通貨膨脹表示，因此式（1）可以迭代轉(zhuǎn)換為：

Etπt+1=θπt+θ1-θπt-1+θ1-θ2πt-2+

…+θ1-θnπt-n （2）

此時(shí)，t期對t+1期的通脹預(yù)期可以表示為過去n期的通貨膨脹加權(quán)平均。其中，θ ， θ1-θ，θ1-θ2，…，θ1-θn 等參數(shù)構(gòu)成了過去n期通貨膨脹對通脹預(yù)期的“加權(quán)系統(tǒng)”，這個(gè)系統(tǒng)構(gòu)成了通脹預(yù)期的“記憶性”特征。當(dāng)θ →0時(shí)，諸權(quán)數(shù)遞減相對緩慢，從而通脹預(yù)期表現(xiàn)為“長記憶”；相反，當(dāng)θ→1時(shí)，諸權(quán)數(shù)就會急速減小，從而通脹預(yù)期呈現(xiàn)出“短記憶”特征；當(dāng)θ=1時(shí)，通脹預(yù)期等于當(dāng)期通貨膨脹。

為了檢驗(yàn)我國通脹預(yù)期是否具有記憶性，令ω1=θ；ω2=θ1-θ，…；ωn=θ1-θn-1，則式（2）可以轉(zhuǎn)換為：

Etπt+1=θ∑ni=11-θiπt-i=∑ni=1ωiπt-i（3）

其中，∑ni=1ωi=1，通脹預(yù)期表示為過去n期通貨膨脹的加權(quán)平均，且諸權(quán)數(shù)之和等于1。首先，需要判斷通貨膨脹的滯后階數(shù)，根據(jù)SIC最小化原則，除通脹預(yù)期服從均勻分布時(shí)，通貨膨脹選擇滯后3階檢驗(yàn)值最小外，在通脹預(yù)期服從其他分布時(shí)，通貨膨脹都是選擇滯后4階時(shí)檢驗(yàn)值最小，見表1。因此，除均勻分布選擇通貨膨脹滯后3階進(jìn)行回歸外，其他分布時(shí)均選擇通貨膨脹滯后4階進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。

運(yùn)用STATA分別對各分布下通脹預(yù)期及通貨膨脹進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，如果不能拒絕式（3），則表明不能拒絕我國通脹預(yù)期存在記憶性假設(shè)，此時(shí)我國通脹預(yù)期有可能存在記憶性；如果拒絕式（3），則表明我國通脹預(yù)期不存在記憶性，結(jié)果見表2。

由表2可知，除均勻分布下通脹預(yù)期外，其他分布下通脹預(yù)期均可以在5%的顯著水平下拒絕記憶性假設(shè)，即當(dāng)通脹預(yù)期服從正態(tài)分布、邏輯分布以及在凈差額法下得到時(shí)，我國居民通脹預(yù)期不存在記憶性；僅當(dāng)通脹預(yù)期服從均勻分布時(shí)，我國居民通脹預(yù)期有可能存在記憶性。特別需要注意的是，圖2已表明均勻分布下通脹預(yù)期有可能更符合當(dāng)前我國的制度與經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)，因此，可以認(rèn)為我國通脹預(yù)期存在記憶性。另外，根據(jù)均勻分布下通脹預(yù)期的回歸結(jié)果可知，當(dāng)期通貨膨脹的回歸系數(shù)θ=0.38，由于相對于1而言，θ值更趨近于0，因此，可以判定我國通脹預(yù)期呈現(xiàn)出“較長記憶”特征。另外，由于該回歸結(jié)果中滯后3階的CPI系數(shù)為0.28，與諸權(quán)數(shù)遞減規(guī)律發(fā)生偏差，其原因是回歸方程中未加入常數(shù)項(xiàng)，使得回歸中漏掉的其他影響通脹預(yù)期因素作用于滯后3階CPI系數(shù)所致。由于該偏差對于θ值影響較小且方向?yàn)檎?，并不影響我國通脹預(yù)期呈現(xiàn)“較長記憶”的判斷，因此可以忽略。

（二）北京、河北、江西、云南四個(gè)省市通脹預(yù)期記憶性比較

根據(jù)各省市城鎮(zhèn)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)的可得性以及區(qū)位差異的顯著性，本文選取北京、河北、江西、云南四個(gè)省市為研究對象。為此，整理了2013年4季度至2017年3季度這四個(gè)省市城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查報(bào)告中關(guān)于預(yù)期下季度物價(jià)水平上升與下降的居民占比數(shù)據(jù)，對于其中的缺失值，首先利用移動(dòng)平均法對未來物價(jià)預(yù)期指數(shù)進(jìn)行插補(bǔ)，再利用未來物價(jià)預(yù)期指數(shù)與預(yù)期物價(jià)上漲居民占比之間線性回歸對預(yù)期物價(jià)上漲居民占比進(jìn)行插補(bǔ)。對于預(yù)期物價(jià)下降居民占比缺失值，則利用央行公布的未來物價(jià)預(yù)期指數(shù)計(jì)算公式反推得出，詳見表3。

根據(jù)上述構(gòu)建均勻分布下通脹預(yù)期的估計(jì)方法，可以分別得出四個(gè)省市均勻分布下的通脹預(yù)期，見圖3。其中，北京市居民通脹預(yù)期水平要明顯高于其他省份，且通脹預(yù)期振動(dòng)幅度最大；其次是河北省、云南省居民通脹預(yù)期水平；江西省居民通脹預(yù)期水平最低，且振動(dòng)幅度最小。并且，北京市居民通脹預(yù)期水平要明顯高于全國通脹預(yù)期平均水平，而江西省的通脹預(yù)期水平顯著低于全國通長預(yù)期的平均水平。

為進(jìn)一步準(zhǔn)確比較北京、河北、江西、云南的通脹預(yù)期，采用均值反映各省市通脹預(yù)期的一般水平，采用方差反映通脹預(yù)期的振動(dòng)幅度，即通脹預(yù)期變動(dòng)的敏感程度，詳見表4。由表4可知，北京、河北、云南的CPI均值為0.14，江西的CPI均值為0.17，總體而言，四個(gè)省市通貨膨脹變動(dòng)相差不大。然而，與此形成鮮明對比的是，四個(gè)省市通脹預(yù)期呈現(xiàn)出顯著差別。北京市通脹預(yù)期均值高達(dá)0.19，而江西通脹預(yù)期均值僅為0.05，并且北京通脹預(yù)期標(biāo)準(zhǔn)差為0.07，亦大于江西通脹預(yù)期標(biāo)準(zhǔn)差（0.04），表明在通貨膨脹變化相差不大的情況下，北京通脹預(yù)期水平以及敏感程度都要顯著高于江西。河北與云南的通脹預(yù)期均值為0.15，介于北京與江西之間，但河北通脹預(yù)期標(biāo)準(zhǔn)差為0.07，大于云南的0.04，表明即使在同等的通脹預(yù)期水平下，河北通脹預(yù)期的敏感程度要大于云南。

為比較四個(gè)省市通脹預(yù)期記憶性，我們需要得到各省市通脹預(yù)期“加權(quán)系統(tǒng)”中的θ值。對此，根據(jù)式（3）分別構(gòu)建均勻分布下通脹預(yù)期函數(shù)。首先，根據(jù)AIC最小化原則，北京選擇通貨膨脹滯后1階，云南選擇通貨膨脹滯后2階，河北及江西選擇通貨膨脹滯后4階，詳見表5。

基于上述四個(gè)省市通貨膨脹滯后階數(shù)的選擇結(jié)果，利用STATA進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明：江西通脹預(yù)期的θ值為0.04，是四個(gè)省市中的最小值，表明四省市中江西居民通脹預(yù)期的記憶最長；河北、云南的θ值分別為0.27和0.39，表明河北和云南較江西而言，通脹預(yù)期記憶依次降低；北京的θ值為0.51，表明北京居民通脹預(yù)期記憶最短，詳見表6?？梢?，在通貨膨脹相差不大的情況下，不同省市之間通脹預(yù)期記憶性卻存在著較大差異。

四、通貨膨脹預(yù)期記憶性的差異分析

不同省市之間通脹預(yù)期記憶性的差異來源于各省市居民對于物價(jià)水平變動(dòng)的主觀感受不同，而這種主觀感受的差異又取決于各省市居民的微觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)不同。因此，本文選取央行城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查報(bào)告中的“未來收入信心指數(shù)”“更多投資意愿比例”和“人均可支配收入”三個(gè)指標(biāo)作為影響通脹預(yù)期的微觀因素＼[12＼]，反映各省市通脹預(yù)期記憶性的差別。

1.不同省市居民對未來收入的信心不同。由于未來收入信心指數(shù)反映了居民對下季度收入增加的信心，因此未來收入信心指數(shù)越高，則預(yù)期下季度收入增加的居民占比越大，進(jìn)而居民通脹預(yù)期越高，這是由收入與物價(jià)水平同向變動(dòng)關(guān)系決定的。并且，由于居民對未來收入有較高的信心，因此，他們對過去的物價(jià)水平并不敏感，他們的通脹預(yù)期具有較短的記憶。對此，通過將2009年4季度以來的未來收入信心指數(shù)與均勻分布下通脹預(yù)期進(jìn)行比較，可以發(fā)現(xiàn)兩者之間確實(shí)存在同向變動(dòng)關(guān)系，表明不同省份之間居民的未來收入信心是各省市通脹預(yù)期記憶性差異的重要因素。

2.不同省市居民的金融參與程度不同[13]。相對于選擇儲蓄來儲備資產(chǎn)的居民，一些具有更多投資意愿的居民代表著更高的金融參與程度。這些居民具備較高的財(cái)務(wù)知識和金融敏感性，為了避免因財(cái)產(chǎn)貶值而遭受損失，他們往往更關(guān)注國家的經(jīng)濟(jì)政策變動(dòng)，更易于預(yù)期較高的通脹水平，故他們的通脹預(yù)期具有較短的記憶。以四個(gè)省市為例，北京的金融參與程度明顯高于江西，故北京的通脹預(yù)期記憶要短于江西的通脹預(yù)期記憶。

3.不同省市居民的平均可支配收入不相同。相對于低收入居民，高收入居民更易于預(yù)測物價(jià)水平上升，這是由于高收入居民更易于消費(fèi)奢侈類商品，而這類商品容易使居民形成物價(jià)水平較高的預(yù)期。并且，由于高收入居民更在意當(dāng)期物價(jià)水平高低，而對過去物價(jià)水平變動(dòng)并不敏感，因此他們的通脹預(yù)期記憶較短。所以，人均收入較高省市居民的通脹預(yù)期水平顯著高于低收入省市，且通脹預(yù)期記憶明顯較短。以四個(gè)省市為例，北京的人均收入明顯高于江西，且通脹預(yù)期記憶要顯著短于江西。

五、結(jié)論

以上通過央行發(fā)布的《城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查報(bào)告》中居民預(yù)測下季度物價(jià)水平的相關(guān)數(shù)據(jù)，分別構(gòu)建了凈差額法、正態(tài)分布、平均分布以及邏輯分布下通脹預(yù)期。通過檢驗(yàn)四種分布下通脹預(yù)期記憶性發(fā)現(xiàn)，僅當(dāng)通脹預(yù)期服從平均分布時(shí)，我國有可能存在通脹預(yù)期記憶性，并且呈現(xiàn)出“長記憶”特征。另外，通過比較北京、河北、江西、云南四個(gè)省市通脹預(yù)期記憶性，發(fā)現(xiàn)不同省市之間的通脹預(yù)期記憶性存在顯著差異。北京通脹預(yù)期記憶性最短，其次是河北與云南，江西的通脹預(yù)期記憶性最長。通脹預(yù)期記憶性的差異來源于各省市居民關(guān)于未來收入信心、金融參與程度以及人均收入等現(xiàn)實(shí)因素的差別。因此，央行在制定通脹政策及引導(dǎo)通脹預(yù)期時(shí)，要充分考慮到各省市之間通脹預(yù)期記憶性的差異。對于具有“短記憶”省市，更要注意貨幣政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性，避免引起通脹預(yù)期的劇烈波動(dòng)；對于具有“長記憶”省市，央行要提升居民對于金融產(chǎn)品的參與度，以利于有效的通脹預(yù)期管理。

注釋：

① 假定未來物價(jià)預(yù)期指數(shù)為X，預(yù)期“下季度物價(jià)上漲”居民占比為Y，則二者之間的線性回歸方程為Y=-62.89+1.52X，R2=0.9代表此方程具有較好的可靠性。

② 假定預(yù)期"下季度物價(jià)下降"人數(shù)占比為C，根據(jù)未來物價(jià)預(yù)期指數(shù)的構(gòu)建方程2X=（Y-C）+100計(jì)算導(dǎo)出C值。由于2009年3季度后央行調(diào)整了未來物價(jià)預(yù)期指數(shù)統(tǒng)計(jì)方法，計(jì)算時(shí)首先扣除對未來物價(jià)看不準(zhǔn)的人數(shù)，而上述計(jì)算公式卻內(nèi)在假定將對未來物價(jià)看不準(zhǔn)的人數(shù)包含在預(yù)期價(jià)格不變的人數(shù)中，所以運(yùn)用上述公式計(jì)算的C值會偏低，平均偏差約為3個(gè)點(diǎn)，因此，本文對2009年3季度后的預(yù)期物價(jià)下降人數(shù)占比插補(bǔ)值向上調(diào)整了3個(gè)點(diǎn)。

③ 通過各分布下通脹預(yù)期與通貨膨脹的差值平方和來反映各分布下通脹預(yù)期的擬合度，經(jīng)計(jì)算，均勻分布下通脹預(yù)期的計(jì)算值為4.502，

顯著小于其他分布下通脹預(yù)期計(jì)算值。

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（責(zé)任編輯：寧曉青）