金祥義 張文菲

(1.大連理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧 大連 116024；2.蘭州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730000)

一、引言

中國自2005年第十屆全國人大常委會第十八次會議起就對個人所得稅制(以下簡稱“個稅”)方案進(jìn)行了多次修改，其調(diào)整內(nèi)容涉及個稅的起征點和稅率的累進(jìn)階級，最終在2018年第十三屆全國人大常委會第五次會議中調(diào)整了最新的個稅標(biāo)準(zhǔn)，將起征點調(diào)整至5000元人民幣，增加了個稅的專項附加扣除項目，調(diào)寬了部分低稅率的累進(jìn)階級區(qū)間，從而使新稅率標(biāo)準(zhǔn)適應(yīng)經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展和物價上揚的新變化。在稅改政策福利上，財政部副部長程麗華指出，起征點5000元人民幣這一單項納稅基準(zhǔn)的變化，可以使納稅人占城鎮(zhèn)就業(yè)人員的比例從以往的44%降至15%的水平，這在很大程度上降低了納稅人的潛在納稅負(fù)擔(dān)。個稅調(diào)整產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)在宏觀領(lǐng)域一直是研究的重點。以蒙代爾、拉弗等為代表的供給學(xué)派學(xué)者發(fā)現(xiàn)，稅收政策的變化是左右宏觀經(jīng)濟(jì)波動的重要因素，并提出了著名的“拉弗曲線”，刻畫了稅收政策與政府收益之間的客觀規(guī)律，認(rèn)為稅率變化帶來的政府收入的變化并非是線性的，那么，個人所得稅稅率變化是否也會對貨幣政策產(chǎn)生類似的效應(yīng)，即個人所得稅稅率與貨幣政策調(diào)控效果之間是否也存在著類拉弗曲線的關(guān)系？

理論層面上，許多學(xué)者證明了稅率變化對經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生的類拉弗效應(yīng)具有廣泛性，例如嚴(yán)成樑等(2010)在一般均衡框架下探討了政府征收的所得稅與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)隨著所得稅的增加，經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出先增后減的倒U型趨勢，從而驗證了所得稅對經(jīng)濟(jì)增長的類拉弗效應(yīng)[1]，這一發(fā)現(xiàn)與肖蕓和龔六堂(2003)的研究類似[2]，也驗證了Barro(1990)關(guān)于政府支出財政政策對經(jīng)濟(jì)增長的類拉弗作用[3]。事實上，稅率變化產(chǎn)生的類拉弗效應(yīng)在發(fā)展中國家中也普遍存在。Ehrhart等(2014)通過構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長模型，并根據(jù)發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對稅率與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗發(fā)現(xiàn)，隨著稅率的增加，經(jīng)濟(jì)增長與稅率之間存在著類似拉弗曲線的關(guān)系[4]。既然許多文獻(xiàn)驗證了稅率變化能夠產(chǎn)生類拉弗曲線的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，那么稅率變化是否會對貨幣政策調(diào)控效果產(chǎn)生顯著的類拉弗效應(yīng)呢？這將是本文需要回答的一個問題，也是在大量類拉弗效應(yīng)理論支撐下的一個相關(guān)研究命題。對于該問題的回答將有助于我們從更深層次理解貨幣政策在個人所得稅扭曲環(huán)境下的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控作用，還能為相關(guān)政府部門提供政策實施上的借鑒，因此在學(xué)術(shù)研究和現(xiàn)實需求層面上具有雙重意義。

二、文獻(xiàn)綜述

與本文研究相關(guān)的文獻(xiàn)主要是財政政策與貨幣政策組合效應(yīng)的這一類文獻(xiàn)，下文將重點闡述這一類文獻(xiàn)的研究情況。

許多學(xué)者發(fā)現(xiàn)了貨幣政策與財政政策實施上的交互作用。張志棟和靳玉英(2011)采用MS-VAR模型對我國財政政策與貨幣政策的組合作用進(jìn)行檢驗，發(fā)現(xiàn)互補的財政政策和貨幣政策更能穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)環(huán)境中的價格水平[5]。劉貴生和高士成(2013)通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)自回歸向量(SVAR)模型對我國財政政策實施的效果進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)貨幣政策變量是財政政策實施過程中需要考慮的重要因素，對財政政策的實施效果具有重要的影響[6]。Jawadi等(2016)發(fā)現(xiàn)在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)運行方面，貨幣政策和財政政策均具有一定的作用，并且貨幣政策與財政政策的組合使用能夠擴(kuò)大貨幣政策的調(diào)節(jié)效應(yīng)[7]。陳小亮和馬嘯(2016)通過構(gòu)建含有“債務(wù)—通縮”情況的DSGE模型發(fā)現(xiàn)，寬松的財政政策搭配寬松的貨幣政策能夠降低財政政策的不必要支出，提高政策實施的持續(xù)性，并且財政政策與貨幣政策的協(xié)調(diào)使用能夠避免中國陷入“債務(wù)—通縮”的陷阱[8]。周波和侯帥圻(2019)認(rèn)為綜合考慮貨幣政策和財政政策的交互作用，才能更加真實地刻畫現(xiàn)實宏觀經(jīng)濟(jì)的波動變化[9]。

另外，還有部分文獻(xiàn)著重研究了稅率政策對貨幣政策宏觀調(diào)控效果的作用。Muscatelli等(2006)研究了不同財政政策是否會影響貨幣政策的實施效果，發(fā)現(xiàn)當(dāng)貨幣政策遵循泰勒規(guī)則并且經(jīng)濟(jì)面臨外部通貨膨脹沖擊時，稅率調(diào)整的財政政策能夠使貨幣政策的宏觀調(diào)控效果產(chǎn)生偏離，這表明稅率政策能夠干擾貨幣政策發(fā)揮其宏觀調(diào)控的作用[10]。Adam和Billi(2014)在標(biāo)準(zhǔn)的價格黏性、壟斷競爭的新凱恩斯理論框架下，研究稅率政策與貨幣政策對福利損失的交互影響，發(fā)現(xiàn)當(dāng)政策制定者任意改變原有的稅率政策規(guī)則后，貨幣政策實施產(chǎn)生的社會福利損失水平將顯著變大，體現(xiàn)了稅率政策對貨幣政策的干擾作用[11]。Bianchi和Ilut(2017)對美國二戰(zhàn)后經(jīng)濟(jì)運行中貨幣政策和稅率政策的配合效果展開了研究，發(fā)現(xiàn)20世紀(jì)60年代至70年代期間，財政政策當(dāng)局對調(diào)控美國宏觀經(jīng)濟(jì)變化起著統(tǒng)領(lǐng)作用，而以穩(wěn)定通貨膨脹為目標(biāo)的貨幣政策，需要配合稅率政策進(jìn)行實施，否則將導(dǎo)致更大規(guī)模的通貨膨脹現(xiàn)象，這同樣反映出稅率政策對貨幣政策實施效果的影響[12]。

綜上可知，已有研究表明貨幣政策與財政政策的組合使用，不僅在經(jīng)濟(jì)增長和逆周期調(diào)控上具有重要的影響，而且能夠改善整個社會的最高福利水平。一方面，貨幣政策與財政政策在使用上具有明顯的疊加作用，單一的貨幣政策或財政政策的實施效果與同時實施貨幣、財政政策帶來的效果存在差異[7]。另一方面，財政政策與貨幣政策的協(xié)調(diào)使用將影響整個社會福利，逆周期調(diào)控的貨幣政策并不一定能夠增加潛在的社會福利，只有搭配適宜的財政政策才能使社會福利水平達(dá)到最優(yōu)值。據(jù)此可知，貨幣政策的經(jīng)濟(jì)作用效果與財政政策息息相關(guān)。

與上述文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)在于：其一，在研究視角上，本文從近年來個人所得稅改革的熱點入手，探討個人所得稅扭曲環(huán)境下，貨幣政策的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控效果，并著重探究貨幣政策是否存在類拉弗曲線特征，這將為我們研究貨幣政策的宏觀調(diào)控作用帶來有益的啟示。其二，在研究結(jié)論上，本文的結(jié)論顯示在個人所得稅扭曲環(huán)境下，貨幣政策對經(jīng)濟(jì)調(diào)控的作用存在明顯的類拉弗曲線特征，一方面，隨著稅率水平的提升，貨幣政策對經(jīng)濟(jì)運行的調(diào)控作用呈現(xiàn)出先增后減的倒U型趨勢；另一方面，社會福利分析表明，在既定的貨幣政策目標(biāo)下，隨著稅率水平的增加，社會福利損失水平亦存在著顯著的類拉弗曲線特征。

三、理論模型

本文構(gòu)建的關(guān)于中國經(jīng)濟(jì)的DSGE理論模型，根據(jù)貨幣政策的傳導(dǎo)鏈條進(jìn)行部門細(xì)分，主要包括家庭、商業(yè)銀行、企業(yè)家、零售商、中央銀行和政府這六個部門。

(一)家庭

假設(shè)經(jīng)濟(jì)體中存在眾多生存無限期的同質(zhì)家庭，每個家庭通過選擇消費、提供勞動、儲蓄資金、購買政府債券等方式進(jìn)行經(jīng)濟(jì)決策，并在既定的約束條件下最大化跨期效用，即一個代表性家庭面臨如下的目標(biāo)函數(shù)：

(1)

式(1)中，βh表示家庭的貼現(xiàn)因子；Ch,t表示家庭t期的消費；N表示相應(yīng)的勞動供給；φ表示勞動供給彈性的倒數(shù)；η和κ分別衡量家庭的消費習(xí)慣和勞動供給偏好。同時家庭受到以下等式的約束：

(2)

式(2)中，Dt表示家庭t期的儲蓄，wt表示家庭t期的實際工資水平；Rd,t為相應(yīng)的儲蓄利率；Bt表示家庭t期購買的政府債券，Rb,t為相應(yīng)的債券收益利率；τt表示對應(yīng)的個人所得稅稅率；Ft表示t期來自商業(yè)銀行和零售商的所得利潤①；Trt表示政府t期對家庭的轉(zhuǎn)移支付；πt=Pt/Pt-1表示通貨膨脹。此時，建立家庭決策的拉格朗日方程，對消費、勞動供給、儲蓄、政府債券進(jìn)行一階求導(dǎo)，可以得到以下最優(yōu)決策方程組：

(3)

(4)

(5)

(6)

式(3)中，λt表示家庭t期的拉格朗日約束因子；將λt代入式(4)～式(6)式可得：

(7)

(8)

(9)

(二)商業(yè)銀行

借鑒陳漢鵬和戴金平(2014)對商業(yè)銀行的設(shè)定[13]，假設(shè)經(jīng)濟(jì)體中存在無數(shù)多的商業(yè)銀行，每個商業(yè)銀行對目標(biāo)存貸款量進(jìn)行控制，他們從家庭手中吸收存款Dt，向中央銀行遞交存款準(zhǔn)備金γDt，向企業(yè)家發(fā)放貸款Lt，持有部分剩余資金以供臨時取款，并且商業(yè)銀行面臨的存款、貸款資金管理成本系數(shù)分別為σd和σl，則代表性的商業(yè)銀行面臨如下的利潤最大化問題：

(10)

式(10)中，βb表示銀行的貼現(xiàn)因子；Lt表示銀行t期向企業(yè)家發(fā)放的貸款，Rl為相應(yīng)的貸款利率；(1-γ)Dt-Lt表示當(dāng)期商業(yè)銀行持有的資金；Rc表示存款準(zhǔn)備金的利率水平；γ表示存款準(zhǔn)備金率。此時商業(yè)銀行面臨如下的流動約束：

Lt≤(1-γ)Dt

(11)

基于此，對儲蓄和貸款進(jìn)行一階求導(dǎo)，可得商業(yè)銀行最優(yōu)決策的方程組：

Rd,t+(1-γ)2σdDt=γRc

(12)

σlLt=Rl,t

(13)

分析上述等式可知，式(12)等號左側(cè)表示銀行吸收單位存款面臨的邊際成本，右側(cè)為銀行單位存款帶來的邊際收益；式(13)左側(cè)表示銀行發(fā)放單位貸款面臨的邊際成本，右側(cè)表示相應(yīng)的邊際收益。上述結(jié)果表明，銀行均按照邊際成本等于邊際收益的準(zhǔn)則，對存貸款目標(biāo)進(jìn)行調(diào)控。

(三)企業(yè)家

假設(shè)經(jīng)濟(jì)體中存在眾多無限生存期限的企業(yè)家，他們從商業(yè)銀行處獲得貸款，在最優(yōu)的產(chǎn)出目標(biāo)下，用資金來進(jìn)行勞動雇傭和生產(chǎn)投資，將經(jīng)營所得利潤進(jìn)行消費，并選擇最優(yōu)的消費決策以最大化跨期效用，因此代表性的企業(yè)家面臨如下的目標(biāo)函數(shù)：

(14)

式(14)中，βe表示企業(yè)家的貼現(xiàn)因子，并且βe<βh；Ce,t表示企業(yè)家t期的消費，此時企業(yè)家面臨如下的約束：

(15)

(16)

Kt=(1-δ)Kt-1+It

(17)

式(15)～式(17)中，It表示企業(yè)家t期的投資，投資服從資本累積過程；Yi,t表示企業(yè)家t期的實際產(chǎn)出，Xt表示企業(yè)家向零售商出售產(chǎn)品時的批發(fā)價格的加成；Kt表示企業(yè)家t期持有的資本存量；α表示資本產(chǎn)出彈性，δ表示資本折舊率；At表示t期的技術(shù)沖擊，服從AR(1)的隨機過程。此時，建立企業(yè)家決策的拉格朗日方程，對消費、勞動供給、貸款、資本進(jìn)行一階求導(dǎo)，可以得到以下最優(yōu)決策方程組：

(18)

(19)

(20)

(21)

式(18)中，μt表示企業(yè)家t期的拉格朗日約束因子。將μt代入式(19)～式(21)可得企業(yè)家最終最優(yōu)決策方程：

(22)

(23)

(24)

(四)零售商

參考Bernanke等(1999)的方式，通過在模型中加入零售商部門，向經(jīng)濟(jì)體中引入價格黏性[14]。假設(shè)存在z∈[0,1]區(qū)間上的壟斷零售商，在競爭市場上以統(tǒng)一的批發(fā)價格向企業(yè)家購買中間產(chǎn)品Yi,t，對其再加工后生產(chǎn)出最終產(chǎn)品，且其生產(chǎn)函數(shù)為CES的形式：

(25)

式(25)中，Yt表示最終產(chǎn)品；σ表示中間產(chǎn)品的替代彈性。對應(yīng)的價格指數(shù)為：

(26)

同時假定零售商根據(jù)Calvo(1983)的方式對價格進(jìn)行調(diào)整[15]，每個零售商對其價格進(jìn)行修改的概率為1-θ，那么零售商將面臨如下的最優(yōu)化問題：

(27)

(28)

最優(yōu)的定價策略為：

(29)

此時價格水平的演化方程為：

(30)

根據(jù)上述關(guān)系式，并將相關(guān)變量線性對數(shù)化后可得新凱恩斯菲利普斯曲線(NKPC)：

(31)

(五)中央銀行

中央銀行通過調(diào)整貨幣政策來影響實體經(jīng)濟(jì)的經(jīng)營活動，更為一般地，假設(shè)中央銀行的貨幣政策遵循泰勒規(guī)則，即中央銀行以利率作為貨幣政策的中介目標(biāo)，對宏觀經(jīng)濟(jì)進(jìn)行調(diào)控：

(32)

(六)政府部門

政府通過發(fā)放政府債券和征收個人所得稅來獲取必要的財政收入，同時政府將所得資金用于政府支出、償還債券利息和對家庭的一次性轉(zhuǎn)移支付，因此政府面臨如下的約束條件：

(33)

式(33)中，Gt表示政府t期的政府支出行為，同時假設(shè)Gt服從AR(1)過程。此外，為了探究個人所得稅扭曲下貨幣政策的調(diào)控效果，本文假定與經(jīng)濟(jì)運行環(huán)境相適應(yīng)的個人所得稅稅率的穩(wěn)態(tài)值為τss，政府部門通過調(diào)整稅率大小來獲取必要的財政收入，改變財政政策的調(diào)控效果，從而造成個人所得稅的扭曲。具體而言，個人所得稅稅率變化服從以下過程：

lnτt=(1-ρτ)lnτss+ρτlnτt-1+ετ,t

(34)

式(34)中，τss表示穩(wěn)態(tài)時的個人所得稅稅率；ρτ表示個人所得稅沖擊系數(shù)；ετ,t表示隨機的個人所得稅沖擊，服從N(0，στ)的分布。

(七)市場出清條件

在整個宏觀均衡環(huán)境下，信貸市場在商業(yè)銀行流動約束條件束緊時達(dá)到均衡；產(chǎn)品市場的均衡需滿足以下條件：

Yt=Ch,t+Ce,t+It+Gt

(35)

此時，給定所有內(nèi)生變量的初始值，通過線性對數(shù)化的方法可以求得上述模型的競爭性均衡解，在此基礎(chǔ)上可以得到所有關(guān)于{Ch,t、Ce,t、Rl,t、Rd,t、Lt、Dt、Yt、Kt、It、Nt、wt、πt、τt、Xt、At、Gt}這些變量受到外生變量{εa,t、εr,t、ετ,t、εp,t、εg,t}沖擊后的動態(tài)變化過程，并且這些內(nèi)生變量滿足上述所有的系統(tǒng)方程表達(dá)式②。

四、參數(shù)校準(zhǔn)與模型估計

(一)參數(shù)的校準(zhǔn)

在參數(shù)校準(zhǔn)方面，對于家庭貼現(xiàn)因子的校準(zhǔn)，雖然不同學(xué)者的結(jié)果存在一定差異，但相關(guān)校準(zhǔn)值均處于一定的區(qū)間范圍，例如金春雨等(2018)對家庭貼現(xiàn)因子的校準(zhǔn)值為0.98[16]，仝冰(2017)則校準(zhǔn)為0.993[17]，陳漢鵬和戴金平(2014)則為0.994[13]，本文根據(jù)上述賦值區(qū)間，將家庭貼現(xiàn)因子βh校準(zhǔn)為0.99。企業(yè)家貼現(xiàn)因子的賦值則考慮高然等(2018)的校準(zhǔn)值0.975[18]與陳漢鵬和戴金平(2014)的校準(zhǔn)值0.985[13]，在校準(zhǔn)值區(qū)間內(nèi)對企業(yè)貼現(xiàn)因子βe賦值為0.98。根據(jù)仝冰(2017)的研究對勞動供給偏好參數(shù)κ賦值為1[17]。對于消費習(xí)慣η的設(shè)定，本文參考呂朝鳳和黃梅波(2011)的結(jié)果[19]，將其校準(zhǔn)為0.55。對于資本折舊率，大多數(shù)文獻(xiàn)將年度資本折舊率定為10%[20][21]，即季度資本折舊率為2.5%，因此本文對資本折舊率δ賦值為0.025。考慮到國內(nèi)學(xué)者對于資本產(chǎn)出彈性的取值普遍高于國外文獻(xiàn)的常用數(shù)值0.33，例如仝冰(2017)的校準(zhǔn)值為0.43[17]，趙扶揚等(2017)的賦值為0.5[22]，根據(jù)上述取值的大致范圍，本文對資本產(chǎn)出彈性α賦值為0.45。對于個人所得稅稅率穩(wěn)態(tài)值τss，由于中國沒有直接官方的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文根據(jù)黃賾琳和朱保華(2015)相關(guān)的校準(zhǔn)結(jié)果[23]，對τss賦值為0.051。在存款準(zhǔn)備金利率方面，本文根據(jù)陳漢鵬和戴金平(2014)的結(jié)果[13]，將存款準(zhǔn)備金利率Rc校準(zhǔn)為1.004；同時，根據(jù)樣本期間內(nèi)中國存款準(zhǔn)備金率數(shù)據(jù)的變動情況，將存款準(zhǔn)備金率γ的穩(wěn)態(tài)值校準(zhǔn)為數(shù)據(jù)的均值0.128。對于泰勒規(guī)則中貨幣政策對通貨膨脹和產(chǎn)出的反應(yīng)系數(shù)，國內(nèi)較多學(xué)者對其進(jìn)行了校準(zhǔn)，王立勇等(2012)的校準(zhǔn)值為2.515和0.216[24]，侯成琪和龔六堂(2014)校準(zhǔn)為2.2622和0.1319[25]，可見大多數(shù)文獻(xiàn)均表明貨幣政策更著重穩(wěn)定物價的目標(biāo)，基于此，本文參考上述參數(shù)的取值范圍，對通貨膨脹和產(chǎn)出的反應(yīng)系數(shù)賦值為2.50和0.17。最后，根據(jù)高然等(2018)對貨幣政策的平滑調(diào)整系數(shù)賦值為0.67[18]。

(二)參數(shù)的貝葉斯估計

在參數(shù)估計方面，對于無法通過校準(zhǔn)方法進(jìn)行賦值的其他參數(shù)，例如沖擊變量的系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差等，本文采取貝葉斯估計的方法對其進(jìn)行估計，對參數(shù)進(jìn)行貝葉斯估計之前，需要選擇觀測的時間序列數(shù)據(jù)，本文選取的時間序列主要包括GDP、投資規(guī)模、通貨膨脹率、勞動供給和信貸規(guī)模，樣本區(qū)間為1992年第1季度至2017年第4季度，相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)。其中，產(chǎn)出數(shù)據(jù)用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)數(shù)據(jù)予以表示；投資規(guī)模用固定資產(chǎn)投資規(guī)模表示；通貨膨脹用消費者價格指數(shù)(CPI)同比增長率來表示；勞動供給用就業(yè)人數(shù)予以表示；信貸規(guī)模用銀行對企業(yè)總貸款數(shù)據(jù)來表示。本文首先將GDP數(shù)據(jù)除以GDP平減指數(shù)、固定資產(chǎn)投資規(guī)模除以固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，得到實際產(chǎn)出和實際投資規(guī)模數(shù)值，并以1992年第1季度的CPI為基期，將其他名義變量轉(zhuǎn)換為實際變量。在此基礎(chǔ)上，利用X-12的方法對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整，并對上述結(jié)果取對數(shù)值后通過HP濾波處理剔除長期趨勢，最終得到用于貝葉斯估計的相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)③。同時，本文參照侯成琪和龔六堂(2014)、陳漢鵬和戴金平(2014)對先驗分布進(jìn)行設(shè)定[25][13]，具體估計結(jié)果如下表1所示。

表1 參數(shù)的貝葉斯估計

五、數(shù)值模擬與模型分析

(一)模型擬合程度分析

在進(jìn)行正式數(shù)理分析之前，先通過比較實際經(jīng)濟(jì)周期與模型經(jīng)濟(jì)周期之間的聯(lián)動程度，對比各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的波動情況，以便更好地評估本文模型對實際經(jīng)濟(jì)周期的擬合效果?；诖?，本文依據(jù)模型參數(shù)的估計結(jié)果，模擬生成不同宏觀變量在實際經(jīng)濟(jì)周期模型中的統(tǒng)計指標(biāo)，并將該指標(biāo)與經(jīng)調(diào)整后的實際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的對應(yīng)指標(biāo)進(jìn)行比較，得到了如下表2的分析結(jié)果：

其一，實際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)表現(xiàn)出以下統(tǒng)計特征。首先，通過觀察實際經(jīng)濟(jì)變量的標(biāo)準(zhǔn)差可以發(fā)現(xiàn)，若用標(biāo)準(zhǔn)差表示各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的波動水平，則投資的波動水平為產(chǎn)出的1.78倍，這也表明了在實際經(jīng)濟(jì)周期中，相較于產(chǎn)出而言，投資具有更高的波動性。其次，信貸規(guī)模在所有宏觀變量中體現(xiàn)出最強的波動特征，幾乎為兩倍的產(chǎn)出波動，這主要歸因于中國存在著較為明顯的信貸約束現(xiàn)象，很多中小企業(yè)難以獲得足額的信貸融資，這催生了大量信貸尋租的情況，使得資金集中在部分大型企業(yè)的手中，從而導(dǎo)致信貸規(guī)模呈現(xiàn)出大幅度的波動性質(zhì)，對企業(yè)的投資決策產(chǎn)生了不可避免的干擾，進(jìn)而影響整個經(jīng)濟(jì)環(huán)境中投資的周期波動。再次，通貨膨脹與產(chǎn)出的波動較為一致，這也表現(xiàn)了在新凱恩斯菲利普斯曲線中(NKPC)通貨膨脹與產(chǎn)出之間的緊密聯(lián)系；勞動力投入呈現(xiàn)出較小的波動振幅，遠(yuǎn)低于產(chǎn)出的波動幅度。最后，實際經(jīng)濟(jì)變量在相關(guān)系數(shù)方面均與產(chǎn)出水平存在著正向的聯(lián)動性，這表明所有變量均具有順周期的特征。

其二，通過觀察模擬經(jīng)濟(jì)的相關(guān)統(tǒng)計特征可以發(fā)現(xiàn)，模擬經(jīng)濟(jì)中宏觀變量的波動性與實際經(jīng)濟(jì)中宏觀變量的波動較為一致，其中信貸規(guī)模和投資的波動性最大，兩者標(biāo)準(zhǔn)差的大小分別為3.41%和3.29%；產(chǎn)出的波動性與實際經(jīng)濟(jì)周期中的情況較為接近，相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差為2.01%；同時，信貸規(guī)模的波動程度為產(chǎn)出的1.7倍，投資的波動程度為產(chǎn)出的1.64倍，雖然兩者均低于實際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)中的相關(guān)比值，但體現(xiàn)出了信貸規(guī)模和投資變化的高波動特征。此外，通貨膨脹在模擬經(jīng)濟(jì)中的標(biāo)準(zhǔn)差為2.52%，勞動力的標(biāo)準(zhǔn)差為0.74%，兩者波動的程度也與實際經(jīng)濟(jì)周期中的情況相一致。另外通過觀察各宏觀變量與產(chǎn)出之間的相關(guān)系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，各變量均顯示出較強的順周期特征，這一結(jié)果與黃賾琳和朱保華(2015)的發(fā)現(xiàn)一致，他們也察覺到模擬經(jīng)濟(jì)中的宏觀變量具有較強的順周期特征[23]。

其三，KP比率的結(jié)果表明，模擬經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出波動為實際經(jīng)濟(jì)變量的82.82%，即該模型可以解釋實際產(chǎn)出波動的82.82%部分；同理，投資、信貸規(guī)模、通貨膨脹的波動分別為實際經(jīng)濟(jì)變量的76.15%、76.84%和98.27%，即分別解釋了實際經(jīng)濟(jì)周期中投資76.15%的波動、信貸規(guī)模76.84%的波動、通貨膨脹98.27%的波動。此外，模擬數(shù)據(jù)顯示勞動力的波動大小為實際經(jīng)濟(jì)情況下的102.13%，這表明模型結(jié)果略微高估了實際宏觀變量的波動情況，放大了經(jīng)濟(jì)中勞動力的波動水平。

綜上，本文模型中各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的波動情況，與實際經(jīng)濟(jì)周期中的情況較為一致，并且相關(guān)模擬變量均能解釋對應(yīng)實際變量70%以上的波動情況，這表明本文模型具有較強的擬合效果，能夠較為客觀地模擬外生沖擊下各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的波動情況，從而為下文總結(jié)相關(guān)結(jié)論和經(jīng)濟(jì)波動特征提供依據(jù)。

表2 實際經(jīng)濟(jì)特征與模擬經(jīng)濟(jì)特征的比較分析

(二)方差分解

基于上述參數(shù)估計的結(jié)果，本文通過方差分解來分析各類沖擊因素對宏觀變量的影響情況，具體結(jié)果如下表3所示。根據(jù)表3相應(yīng)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在產(chǎn)出波動方面，貨幣政策沖擊對產(chǎn)出的解釋力度最大，能夠反映產(chǎn)出57.8818%的變化，技術(shù)沖擊、價格沖擊和政府支出沖擊對產(chǎn)出的解釋能力均在10%以上，個人所得稅沖擊的作用最小。在投資波動和勞動供給波動方面，上述沖擊的作用與產(chǎn)出的類似。在信貸波動方面，貨幣政策沖擊是影響信貸變化的主要因素，大約能夠解釋企業(yè)信貸一半的波動，個人所得稅沖擊對企業(yè)信貸的解釋能力最小。在通貨膨脹變化方面，貨幣政策沖擊和價格沖擊是影響經(jīng)濟(jì)體通脹變化的主要因素，價格沖擊對通脹波動的解釋力度僅次于貨幣政策沖擊。上述分析結(jié)果表明，貨幣政策沖擊是造成各經(jīng)濟(jì)變量變動的主要動因，這表明貨幣政策是調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)運行的重要方式。

表3 方差分解結(jié)果 單位：%

(三)基礎(chǔ)脈沖響應(yīng)分析

在分析個人所得稅扭曲和貨幣政策調(diào)控效果的潛在聯(lián)系之前，為了進(jìn)一步厘清不同宏觀經(jīng)濟(jì)變量在貨幣政策沖擊下的動態(tài)變化過程，并深入分析上述沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)變量的傳導(dǎo)機制，本文將基于參數(shù)估計的結(jié)果，對相關(guān)宏觀變量進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，以此總結(jié)貨幣政策沖擊的特點，并在此基礎(chǔ)上拓展分析貨幣政策調(diào)控效果的類拉弗曲線特征。

圖1為在標(biāo)準(zhǔn)差單位正向貨幣政策沖擊下，主要宏觀變量的動態(tài)變化結(jié)果。從圖1結(jié)果中可以看出，正向貨幣政策沖擊將引起產(chǎn)出、投資、通貨膨脹等宏觀經(jīng)濟(jì)變量發(fā)生下滑，這一結(jié)論與經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)保持一致。由于央行以利率調(diào)控作為實施貨幣政策的中介目標(biāo)，因此正向的貨幣政策沖擊意味著當(dāng)期利率水平的提高，即緊縮性的貨幣政策效果。根據(jù)經(jīng)典的新凱恩斯理論可知，緊縮性貨幣政策沖擊將帶來宏觀變量縮減的效應(yīng)，具體作用機制如下：首先，正向貨幣政策沖擊推高了基準(zhǔn)的利率水平，進(jìn)一步提高了銀行的貸款利率，從而使得企業(yè)面臨的融資成本增加，降低了企業(yè)的投資和消費，減少了企業(yè)的信貸規(guī)模，直至利率水平逐漸恢復(fù)至穩(wěn)態(tài)后，企業(yè)信貸規(guī)模才有所增加。其次，存款利率的上升降低了家庭的消費水平，減少了整個社會的消費規(guī)模，最終使市場總需求發(fā)生縮減，進(jìn)而降低了企業(yè)的最優(yōu)產(chǎn)出水平。再次，企業(yè)目標(biāo)產(chǎn)出水平的下滑，減少了企業(yè)對勞動力的需求，同時根據(jù)企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)可知，勞動的邊際產(chǎn)出與勞動力水平負(fù)相關(guān)，當(dāng)勞動力下降后，勞動的邊際產(chǎn)出上升，相應(yīng)勞動的邊際成本下降，進(jìn)而降低了企業(yè)支付的實際工資水平。最后，勞動邊際成本的縮減，降低了企業(yè)面臨的邊際成本，提高了企業(yè)的定價加成能力，根據(jù)新凱恩斯菲利普斯曲線(NKPC)可知，通貨膨脹水平將有所下降，這表明通脹的來源主要為成本推動型。

圖1 貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)圖

(四)貨幣政策調(diào)控效果的類拉弗曲線特征檢驗

為了進(jìn)一步檢驗不同個人所得稅稅率對貨幣政策實施效果的作用，并探究貨幣政策是否存在類拉弗曲線特征，下文模擬了不同個人所得稅水平下的貨幣政策效果，通過改變稅率水平使其與穩(wěn)態(tài)值發(fā)生偏離，從而進(jìn)行個人所得稅扭曲環(huán)境下“反事實”的數(shù)理模擬，以檢驗貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控能力的變動情況，具體結(jié)果如下圖2所示。

圖2 不同個人所得稅稅率水平下貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)圖

從圖2結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，在不同個人所得稅扭曲環(huán)境下，貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的整體趨勢相同，這表明貨幣政策是穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)運行的有效政策手段；同時，當(dāng)個人所得稅稅率水平發(fā)生變化時，貨幣政策沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)變量的瞬時調(diào)控能力發(fā)生了改變。具體而言，在個人所得稅稅率為0.051(穩(wěn)態(tài)值)時，貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)變量的調(diào)控力度總能達(dá)到最大值；當(dāng)個人所得稅稅率水平小于0.051穩(wěn)態(tài)最優(yōu)水平時，貨幣政策調(diào)控經(jīng)濟(jì)的能力均有所減弱；當(dāng)個人所得稅稅率水平從0.051開始增加后，貨幣政策沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)變量的瞬時調(diào)控能力呈現(xiàn)出逐步下降的趨勢。上述結(jié)果表明貨幣政策的宏觀調(diào)控能力隨著稅率水平的上升，呈現(xiàn)出先增后減的倒U型性質(zhì)，這一結(jié)果類似于拉弗曲線，即貨幣政策在個人所得稅扭曲環(huán)境下存在著明顯的類拉弗曲線特征，這也較好地證明了本文的基本觀點。貨幣政策存在類拉弗曲線特征的可能原因在于，個人所得稅政策作為政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)運行的重要財政手段，與貨幣政策之間有著明顯的疊加效應(yīng)[7]?，F(xiàn)實環(huán)境中，央行和政府部門一般組合使用貨幣政策和財政政策，因此貨幣政策的宏觀調(diào)控效果受限于財政政策的實施效果，而稅率政策由于具有較為明顯的拉弗效應(yīng)，因此將導(dǎo)致在不同稅率水平下，配合其使用的貨幣政策的宏觀調(diào)控結(jié)果將受到稅率政策變化后的疊加效果的影響，也出現(xiàn)類拉弗曲線的效應(yīng)，即稅率政策拉弗效應(yīng)的傳遞機制，這也是原文所強調(diào)的疊加后的作用原理。

(五)貨幣政策乘數(shù)效應(yīng)

Uhlig(2010)將財政政策的乘數(shù)定義為各期產(chǎn)出變化的貼現(xiàn)值之和除以稅收(或政府支出)變化的貼現(xiàn)值之和，從而探究不同財政政策手段對經(jīng)濟(jì)作用的乘數(shù)大小[26]。本文采用與此相同的做法，檢驗貨幣政策對不同宏觀經(jīng)濟(jì)變量的乘數(shù)效應(yīng)。具體而言，貨幣政策的乘數(shù)大小可以表示成以下等式：

(36)

式(36)中，λ表示貨幣政策的乘數(shù)因子；△vt表示t期相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的變化量；△mt表示t期貨幣政策中介變量的變化量。根據(jù)上述表達(dá)方程，本文計算了不同個人所得稅稅率水平下，貨幣政策中介變量對不同宏觀經(jīng)濟(jì)變量的乘數(shù)因子，具體結(jié)果如下表4所示。從表4結(jié)果中可以得知，當(dāng)個人所得稅稅率為0時，通過觀察不同宏觀經(jīng)濟(jì)變量可以發(fā)現(xiàn)，在緊縮的貨幣政策環(huán)境中，貨幣政策對所有宏觀經(jīng)濟(jì)變量的乘數(shù)均為負(fù)數(shù)，這表明產(chǎn)出、投資、通貨膨脹、勞動力、信貸規(guī)模和實際工資都發(fā)生了縮減，這也驗證了緊縮性貨幣政策沖擊下的脈沖響應(yīng)結(jié)果；同時，該結(jié)果表明當(dāng)不存在個人所得稅的情況時，貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)變量的乘數(shù)也不為0，這意味著貨幣政策是控制宏觀經(jīng)濟(jì)運行的有效政策。當(dāng)個人所得稅稅率增加到穩(wěn)態(tài)值0.051時，貨幣政策對所有宏觀經(jīng)濟(jì)變量的乘數(shù)因子都所有增加。進(jìn)一步，隨著個人所得稅稅率逐漸向右偏離穩(wěn)態(tài)值后，貨幣政策對各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的乘數(shù)因子開始逐漸下降，這一變化過程意味著在個人所得稅扭曲環(huán)境下，貨幣政策乘數(shù)效應(yīng)存在類拉弗曲線特征，即隨著個人所得稅稅率水平的逐步增加，貨幣政策對經(jīng)濟(jì)調(diào)控的能力呈現(xiàn)出先增后減，并且在個人所得稅稅率處于穩(wěn)態(tài)值時達(dá)到最大的經(jīng)濟(jì)調(diào)控作用。

表4 貨幣政策乘數(shù)效應(yīng)

這一原因與脈沖響應(yīng)分析時的情況相同，即財政政策與貨幣政策具有顯著的疊加效應(yīng)，當(dāng)政府通過調(diào)整個人所得稅稅率的方式來實施財政政策時，此時經(jīng)濟(jì)環(huán)境中存在著一個最優(yōu)的個人所得稅稅率水平，該稅率水平相對于其他稅率水平而言，能夠增加整個經(jīng)濟(jì)運行下的總福利，即當(dāng)個人所得稅稅率偏離該穩(wěn)態(tài)值時，在整個實際經(jīng)濟(jì)運行中總存在帕累托改進(jìn)的余地，此時能夠通過改變個人所得稅稅率水平來改善整個社會的總福利水平，而這一稅率政策的積極效應(yīng)將疊加于貨幣政策的實施效果上，產(chǎn)生稅率政策拉弗效應(yīng)的傳遞機制，使貨幣政策調(diào)控效果隨個人所得稅的變動而發(fā)生變化，最終表現(xiàn)為貨幣政策在個人所得稅扭曲環(huán)境下存在著明顯的類拉弗曲線特征，進(jìn)而體現(xiàn)為貨幣政策乘數(shù)的類似變化。

(六)福利損失分析

福利損失分析是政策實施過程中需要重點考慮的一個方面，上文雖然通過貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)結(jié)果，分析了個人所得稅扭曲環(huán)境下各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的動態(tài)變化情況，但尚未展示不同個人所得稅下的社會福利損失大小的情況，對于該問題的研究將有助于我們深入理解貨幣政策在稅率扭曲環(huán)境下的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控作用。本文根據(jù)效用函數(shù)二階逼近的方法，并參考劉倩(2018)的設(shè)定[27]，將每期社會福利損失表示為產(chǎn)出缺口波動和通貨膨脹缺口波動的線性組合，即平均福利損失函數(shù)具有以下形式：

(37)

表5 福利損失分析和貨幣政策目標(biāo)選擇

在本文基準(zhǔn)模型的設(shè)定下，此時央行的目標(biāo)是穩(wěn)定通貨膨脹，因此首先分析表5中注重通脹目標(biāo)的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個人所得稅稅率為0.051(穩(wěn)態(tài)值)時，福利損失函數(shù)達(dá)到最小值0.0036；當(dāng)個人所得稅稅率為0，即偏離穩(wěn)態(tài)左側(cè)時，福利損失函數(shù)的數(shù)值增加到0.0048；當(dāng)所得稅稅率偏離穩(wěn)態(tài)右側(cè)時，隨著個人所得稅稅率水平的上升，社會整體的福利損失水平隨之遞增，這表明在個人所得稅扭曲環(huán)境中，不但貨幣政策的實施效果具有明顯的類拉弗曲線特征，社會整體的福利損失也具有顯著的類拉弗曲線特征。這一結(jié)果與上文脈沖響應(yīng)分析相呼應(yīng)，由于存在貨幣政策的類拉弗曲線特征，當(dāng)個人所得稅稅率水平為穩(wěn)態(tài)最優(yōu)值時，個人所得稅稅率政策的積極作用將疊加于貨幣政策上，此時貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的效果達(dá)到最大水平，這由于政府財政收入的最優(yōu)化能夠為公共支出提供保障，進(jìn)而促進(jìn)整個經(jīng)濟(jì)環(huán)境朝著帕累托最優(yōu)的狀態(tài)演化，此時社會整體福利損失最小，這一過程表現(xiàn)為:福利損失函數(shù)在個人所得稅稅率為最優(yōu)水平時達(dá)到最小值，即福利損失函數(shù)具有類拉弗曲線特征。

其次，通過觀察注重產(chǎn)出目標(biāo)、注重產(chǎn)出和通脹雙目標(biāo)的結(jié)果可以得知，在這兩個調(diào)控目標(biāo)下存在著與注重通脹目標(biāo)相似的結(jié)論，兩者分別在個人所得稅稅率為穩(wěn)態(tài)值時達(dá)到0.0032和0.0057的福利損失值最低水平，并且當(dāng)個人所得稅稅率偏離穩(wěn)態(tài)最優(yōu)值時，兩者的福利損失函數(shù)都開始逐漸增加，這表明在不同貨幣政策調(diào)控目標(biāo)選擇下，社會福利損失的類拉弗曲線特征并未發(fā)生明顯的變化。

最后，進(jìn)一步觀察三個目標(biāo)的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在不同個人所得稅稅率水平下，在注重產(chǎn)出目標(biāo)情況下的福利損失函數(shù)要小于其他兩個目標(biāo)下的結(jié)果，并且當(dāng)個人所得稅稅率水平為穩(wěn)態(tài)最優(yōu)值時，注重產(chǎn)出目標(biāo)下的福利損失函數(shù)達(dá)到三種情況的最小值0.0032。這意味著央行在調(diào)控當(dāng)下經(jīng)濟(jì)周期時，應(yīng)該著重關(guān)注產(chǎn)出缺口的變化，將產(chǎn)出作為貨幣政策的調(diào)控目標(biāo)，將有助于降低社會整體的福利損失，從而最優(yōu)化貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)運行的效果。

六、結(jié)論和政策啟示

貨幣政策是各國穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)運行的重要手段，但在全球陷入經(jīng)濟(jì)增長低谷后，財政政策對經(jīng)濟(jì)調(diào)控的作用開始逐步凸顯。在這一新時代背景下，重新評估貨幣政策的經(jīng)濟(jì)調(diào)控作用就顯得尤為重要。同時，近年來中國個人所得稅政策的多次調(diào)整，意味著稅率政策對中國政府部門調(diào)控經(jīng)濟(jì)走向的作用日益明顯?；诖?，本文在新凱恩斯理論的框架下，通過構(gòu)建包含銀行中介部門、個人所得稅政策和貨幣政策在內(nèi)的DSGE模型，來分析在個人所得稅扭曲環(huán)境下，貨幣政策調(diào)控經(jīng)濟(jì)發(fā)展的變化情況，最終得到了以下的研究結(jié)論：其一，本文構(gòu)建的DSGE模型對實際經(jīng)濟(jì)周期中各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的波動具有重要的解釋能力。其二，方差分解的結(jié)果顯示，貨幣政策沖擊是影響通貨膨脹波動的重要沖擊因素，并且貨幣政策沖擊是其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動的主要原因，表明了貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重要性。其三，緊縮性貨幣政策沖擊使產(chǎn)出、投資、信貸規(guī)模、通貨膨脹等宏觀經(jīng)濟(jì)變量發(fā)生下滑，同時由于存在貨幣政策和個人所得稅政策的疊加效應(yīng)，隨著個人所得稅稅率的逐步提升，貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)的調(diào)控作用呈現(xiàn)出先增后減的性質(zhì)，表明在個人所得稅扭曲環(huán)境下，貨幣政策具有顯著的類拉弗曲線特征。其四，貨幣政策乘數(shù)分析表明貨幣政策是調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)運行的重要手段，在不同個人所得稅水平下，貨幣政策對宏觀變量具有不同的調(diào)節(jié)作用，但整體上仍表現(xiàn)出明顯的類拉弗曲線特征。其五，福利損失分析結(jié)果表明，在個人所得稅稅率穩(wěn)態(tài)水平下，央行實施貨幣政策帶來的社會福利損失最小，并且相較于注重通脹目標(biāo)和注重產(chǎn)出、通脹雙目標(biāo)而言，注重產(chǎn)出目標(biāo)才是央行最優(yōu)的貨幣政策調(diào)控目標(biāo)。

基于上述結(jié)論，本文提出以下相關(guān)的政策建議。第一，政府部門應(yīng)注重個人所得稅適優(yōu)區(qū)間的選擇。個人所得稅政策作為調(diào)控經(jīng)濟(jì)運行的重要財政手段，應(yīng)該注意與貨幣政策的實施方案相互協(xié)調(diào)，政策部門應(yīng)尋找搭配貨幣政策實施的最優(yōu)個人所得稅水平，最優(yōu)化貨幣政策實施過程中的類拉弗效應(yīng)區(qū)間，以擴(kuò)大稅率政策實施過程中帶來的疊加效應(yīng)，增強貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)走向的調(diào)控作用。第二，貨幣當(dāng)局應(yīng)謹(jǐn)慎評估貨幣政策的實施效果。由于貨幣政策宏觀調(diào)控效果受稅率水平的影響，不同稅率水平下的貨幣政策乘數(shù)效應(yīng)存在較大差異，因此貨幣當(dāng)局在實施貨幣政策前，應(yīng)當(dāng)對預(yù)期的貨幣政策調(diào)控力度應(yīng)進(jìn)行詳細(xì)評估，以免造成“差之毫厘，謬以千里”的局面。第三，貨幣當(dāng)局應(yīng)注重產(chǎn)出缺口的目標(biāo)調(diào)控制度。注重產(chǎn)出目標(biāo)的貨幣政策制度能夠帶來較少的社會福利損失，因此貨幣當(dāng)局應(yīng)將注重產(chǎn)出作為貨幣政策實施的調(diào)控目標(biāo)，從而達(dá)到以通脹為政策目標(biāo)時更低的社會福利損失水平，這將推動宏觀經(jīng)濟(jì)朝帕累托改進(jìn)的路徑發(fā)展，實現(xiàn)社會整體福利水平的最大化。

注釋：

①根據(jù)現(xiàn)有RBC理論文獻(xiàn)的一般假設(shè)，商業(yè)銀行和零售商的經(jīng)營利潤最后都返還給家庭。

②限于篇幅，未匯報本文模型的對數(shù)線性化結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/p>

③所有時間序列數(shù)據(jù)均通過了ADF單位根檢驗，以保證各宏觀變量的平穩(wěn)性。

④此處假定央行對通脹和產(chǎn)出的總權(quán)重之和為定值2.67(2.5+0.17=2.67)，那么在雙目標(biāo)的情況下，通脹和產(chǎn)出的反應(yīng)系數(shù)均為1.335。