中国的最优财政货币政策规则研究

中国的最优财政货币政策规则研究

一中国货币政策体系的最优模型—引言长期以来，宏观稳定政策的设计、制定和实施一直是宏观经济学的重要研究主题。早期研究主要是在新古典经济条件(即完全弹性价格和完全市场竞争)下考察Ramsey最优财政与货币政策,如Lucas和Stokey(1983)与Chari等(1991)。但是,新古典综合除了可较好地捕捉到少数宏观经济变量的周期特征以外,对经济波动的总体解释较差,且Ramsey最优政策缺乏良好的现实操作性,因此这些研究对各国政策实践的指导作用非常有限。20世纪90年代以来,在Leeper(1991)和Taylor(1993)研究的推动下,政策规则逐步成为财政与货币政策的重要分析工具。大量研究表明,一个简单的政策规则函数可以较好地刻画世界各国包括中国的财政与货币政策实践(Clarida等,1999;Guo等,2011)。与此同时,新凯恩斯动态随机均衡模型的发展也为在更加符合现实的经济条件下研究财政与货币政策的最优设计奠定了良好基础。因此,近年来,这方面的研究主要是在新凯恩斯动态随机均衡模型框架下考察最优财政与货币政策规则,强调各类名义和实际刚性在刻画外生冲击传导机制和经济稳定政策作用机理方面的重要作用及其对最优财政与货币政策规则特性的影响(Khan等,2003;Schmitt-Grohé和Uribe,2007)。目前,这种新凯恩斯综合在刻画货币政策传导机制和作用机理方面取得了巨大成功,为货币政策的最优设计和效果评估提供了一个良好的分析工具(Clarida等,1999)。改革开放以来,中国宏观调控由过去的直接行政干预逐步转变为以财政和货币政策为主的间接调控方式,践行了多种财政与货币政策组合,在促进经济平稳较快增长方面发挥了重要作用。其间,在1998年,“逆向调节”的财政政策首次得以运用。自此,财政政策成为中国宏观调控特别是治理经济衰退一个非常重要的政策手段。无论是1998年的东南亚金融危机还是2008年全球金融危机期间,以大规模增加公共投资为主要措施的“积极财政政策”有效促进了经济的较快恢复。但大规模的公共投资以及由此引发的“货币超发”也带来政府债务规模的持续攀升与较大的通货膨胀压力,(1)促使学术界开始反思,积极探索中国财政与货币政策体系的优化完善(中国经济增长与宏观稳定课题组,2010;贾俊雪和郭庆旺,2010;李成等,2011)。近十多年来,中国政府一直在积极倡导经济发展方式的转变,但作为一个发展中国家,中国在当前以及今后一段较长时期内,可能都不得不面对因内需不足而被迫借助大规模基础设施投资等生产性支出拉动内需的现实困境。同时,在构建和谐社会的进程中,中国政府也面临着在医疗卫生、社会保障和环境保护等社会民生方面的巨大支出压力。一个极其自然且极为关键的问题是,在这样的财政支出现实特点和潜在压力下,中国政府应如何设计、制定和运用赤字政策(或税收政策)与货币政策以有效确保政府债务的可持续性,以及产出与价格的稳定,实现经济平稳较快增长和社会福利水平提高?对这一问题的深入探究构成了本文的研究起点和逻辑基础。具体而言,本文结合中国实际经济条件以及财政与货币政策调控实践特点,构建一个新凯恩斯动态随机均衡模型,考察具有较强可操作性的最优财政与货币政策规则,以期能够为下一阶段中国财政与货币政策体系的优化完善提供理论基础。近年来,国内学术界普遍认同新凯恩斯动态随机均衡模型可以更好地刻画中国经济的现实特点,从而开始较多地应用这类模型研究中国经济波动问题。例如,石柱鲜等(2006)估算了长、短期自然利率和实际利率缺口,李成等(2011)测度了中国季度通货膨胀预期和目标通货膨胀率;王君斌和王文甫(2010)考察了技术冲击对就业的影响,李春吉等(2010)以及毛彦军和王晓芳(2012)分析了货币冲击对经济波动的影响,马文涛(2011)对货币政策的数量型与价格型工具的调控绩效进行了比较分析,王文甫(2010)则研究了财政政策的宏观经济效应。不过,目前尚缺乏在新凯恩斯动态随机均衡模型框架下对最优财政和货币政策规则的研究。虽然本文的理论研究主要是基于中国现实的考量,但也有助于在更加符合现实的经济条件下解决已有研究存在的一个理论缺陷:关于财政支出对民间消费影响的理论预测与经验证据的明显背离。事实上,无论是新古典还是标准的新凯恩斯理论范式在刻画财政政策特别是财政支出冲击传导机制和作用机理时都存在一个明显不足——财富效应是财政支出冲击影响经济波动的唯一渠道:财政支出增加将会减少民间财富,家庭部门为了保持预期财富会增加劳动供给,引发实际工资率下降,最终导致民间消费减少(Khan等,2003;Schmitt-Grohé和Uribe,2007)。但大量研究表明,财政支出增加会推动实际工资率上涨,促使民间消费增加(Blanchard和Perotti,2002;Galí等,2007;胡书东,2002)。这种理论预测与经验证据的明显背离构成了此类研究面临的一个巨大挑战,以至于Linnemann(2006)将此称为“财政支出拉动效应之谜”。理论预测与经验的背离激发了学术界的极大兴趣,大量研究致力于拓展已有理论模型,试图通过引入新的作用机制以更好地解决这一问题,其中一类文献主要关注财政政策刻画方式的改进与完善。Ludvigson(1996)认为,出于政治考虑,政府更倾向通过发行公债为财政支出融资以便实施减税政策,扭曲性税收收入下降带来的扩张效应有助于削弱或抵消财政支出增加带来的负财富效应,促使民间消费增加。但此时实际工资率将趋于下降,这与经验证据不符。Davig和Leeper(2011)考虑了财政政策情势转换(regimeswitch)特征,发现财政支出冲击在某种情势下可促进民间消费增加。Linnemann和Schabert(2006)、Bouakez和Rebei(2007)以及贾俊雪和郭庆旺(2010)指出,已有研究对于财政支出的处理过于简化,只将其视为总需求的一部分,忽略了其对家庭效用和企业生产能力的直接影响。在考虑了财政支出的生产效应或效用效应后,在一些特定条件下,可以得到与经验证据保持较好一致的理论预测。但这些研究普遍考虑的经济条件较为简单,忽略了大量名义和实际刚性的影响,(1)与现实经济特别是中国的实际情况存在较大偏差。更为重要的是,这些研究完全忽视了财政政策传导机制和作用机理的完善对于财政与货币政策最优设计的影响,因而无法为政策实践提供帮助。结合中国实际经济和财政支出特点(如价格弹性较差、市场垄断突出、经济中存在大量现金交易等),本文较全面地考虑了价格刚性、不完全市场竞争、家庭和企业货币需求与扭曲性税收等名义与实际刚性的影响,并将财政支出划分为生产性和消费性支出两大类。政府生产性支出,比如道路交通和教育支出等有助于提高企业生产能力,从而纳入生产函数;政府消费性支出,比如环境保护和安全支出等对家庭效用具有直接影响,从而纳入效用函数(Eicher和Turnovsky,2000)。同时,本文也考虑了政府消费性支出与民间消费支出互补性的强弱以及不同的消费时间偏好格局(消费跨时替代弹性)的影响。这些改进有助于解决已有研究存在的理论缺陷,揭示在更为复杂的经济条件下,财政支出生产效应和效用效应的引入在完善财政政策作用机理方面的作用及其对最优财政货币政策规则特性的影响,也因更加贴近中国实际经济条件与财政支出的现实特点而具有良好的实践指导意义。此外,在财政政策规则设定方面,本文不仅考虑了财政当局的债务稳定动机,而且还特别考虑了产出稳定动机;不仅考虑了税收政策规则,而且还特别考虑了赤字政策规则。就货币政策而言,不仅考虑了即期规则(contemporaryrule),而且还考虑了前瞻(forward-looking)、后视(backward-lookingrule)和滞后规则。这可以为中国财政货币政策实践提供更为丰富的理论借鉴。二财政支出的分类本节构建一个新凯恩斯动态随机均衡模型,考虑各种名义和实际刚性,将财政支出划分为消费性和生产性支出两类,分别纳入家庭效用函数和企业生产函数中。(一)消费性支出与民间消费支出的互补性经济中存在无数个同质家庭,每个家庭的偏好可以表示为:其中,ct、ht和gct分别为民间消费、劳动投入和政府消费性支出,E0为期初条件期望算子,β∈(0,1)为客观贴现因子,U(·)为即期效用函数。我们在Bouakez和Rebei(2007)研究的基础上加以拓展,考虑如下形式的即期效用函数:(1)其中,1/σ为消费跨时替代弹性。函数u(ct,gct)满足:φ≠1时,ω>0为权重参数,ue788≥0为民间消费与政府消费性支出的即期替代弹性。(2)式是一个非常一般化的设定,有助于考察政府消费性支出与民间消费支出互补性的强弱以及不同消费时间偏好格局(消费跨时替代弹性),对财政政策作用机理以及最优财政和货币政策规则特性的影响。(2)这对于更好地认识和理解中国社会保障和环境保护等社会民生支出大幅增加可能造成的经济影响及其作用机制具有重要作用。消费品是由一系列差别化商品ct(i)(i∈[0,1])依据Dixit-Stiglitz函数组成的复合商品,因此有:ct(i)=[Pt(i)/Pt]-ηct。其中,η>1为商品替代弹性,Pt(i)和Pt=[∫01Pt(i)1-ηdi]1/(1-η)分别为第i类商品和最终商品价格指数。鉴于中国民间消费存在大量现金交易,我们假定家庭在消费时面临货币先行约束:(1)其中,mth为家庭持有的实际货币余额,υh>0为参数。家庭拥有物质资本kt,投资时存在调整成本,因此有如下物质资本积累方程:其中,δ为资本折旧率,ψ≥0为调整成本参数,投资it同样为复合商品。(4)式表明投资增长越快,调整成本越高,经济均衡时不存在任何调整成本。家庭在t期还拥有状态一致的名义资产Dt+1,支付的现金成本为Etdt,t+1Dt+1,其中dt,t+1为t至t+1期的随机名义贴现因子。家庭预算约束方程为:其中,wt为实际工资率,ut为物质资本收益率,τtD为所得税率,为家庭从企业获取的税后净利润,为物质资本的市场价格,为针对资本折旧的纳税扣除。在(3)~(5)式和非蓬齐条件约束下,家庭追求效用即(1)式最大化。令ζtλtβt、qtλtβt和λtβt分别为方程(3)、(4)和(5)的拉格朗日乘子,Rt=1/Etdt,t+1为无风险名义总利率,则有一阶最优条件:其中,πt=Pt/Pt-1为总通货膨胀率。由(8)和(9)式可得:ζt=1-Rt-1。(二)政府调控货币政策模型假定财政支出gt为外生冲击变量。为了更好地剖析不同类型政府支出的影响,本文将其细分为政府消费性支出gct和生产性支出git。令ϑ为政府生产性支出占总支出的比重,则有git=ϑgt和gct=(1-ϑ)gt。政府通过征收所得税、货币创造以及发行公债Bt为支出融资,预算方程为:其中,Mt为名义货币余额,τt=τtDyt为所得税收入,yt≡ct+it+gt为总需求。(1)将(12)式改写为:其中,ℓt-1=(Mt-1+Rt-1Bt-1)/Pt-1为t-1期政府实际未偿债务余额,mt=Mt/Pt为实际货币余额。政府通过调控所得税收入τt和利率Rt来实施财政和货币政策。为了方便与已有文献进行比较,在基准情况下,我们假定政府主要依据如下形式的规则函数制定和实施财政政策:(2)其中,τ和ℓ分别为所得税收入和政府实际未偿债务余额的Ramsey稳态均衡值,参数γℓ刻画了财政当局对政府债务稳定的关注力度。(14)式是一个典型的Leeper式财政政策规则(Leeper,1991),表明财政当局主要依据政府债务规模变动来调整税收收入。依据Leeper(1991)和Woodford(2003)的定义,当财政政策规则决定的政府债务路径对于任何内生变量和外生冲击过程均是收敛的即可持续的,财政政策为消极的(passive)或局部李嘉图的(locallyRicardian);反之,财政政策为积极的(active)或非李嘉图的。由(13)和(14)式可得:ℓt=Rt(1-πtγℓ)ℓt-1/πt+Rt(gt+γℓℓ-τ)-mt(Rt-1)。因此,只有当γℓ∈(1/π-1/R,1/π+1/R)时,政府债务路径是收敛的即政府债务是可持续的,此时为消极的财政政策;否则,为积极的财政政策。(3)大量研究表明,Taylor规则可以较好地刻画中国货币政策实践(谢平和罗雄,2002;张屹山和张代强,2007;李成等,2010;郑挺国和刘金全,2010)。因此,我们假设货币当局主要依据一个典型的Taylor规则来制定和实施货币政策:其中,R、π和y分别为Rt、πt和yt的Ramsey稳态均衡值。αR为平滑参数,απ和αy分别刻画了货币当局对价格稳定和产出稳定的关注力度:απ>1表明货币当局积极调整利率以追求价格稳定即货币政策为积极的,反之为消极的(Leeper,1991);αy>0表明货币政策为反周期的,反之为顺周期的。(三)工资支付的先行约束商品市场为不完全竞争市场,第i类中间商品由企业i负责生产,采取的生产技术为:其中,ot(i)为产出,zt为外生技术进步冲击,kt(i)和ht(i)分别为资本和劳动投入。(16)式给出的生产函数表明,民间投入要素为规模收益不变,政府生产性支出如道路交通和教育支出等有助于改善经济和社会基础设施,为企业生产提供良好的外部条件,促进企业生产能力的提高(Eicher和Turnovsky,2000)。企业因工资支付而同样面临着货币先行约束:其中,mtf(i)为企业拥有的实际货币余额,υf>0为参数。持有货币给企业带来的实际成本为(1-Rt-1)mtf(i),因此企业利润为:φt(i)=yt(i)Pt(i)/Pt-utkt(i)-wtht(i)-(1-Rt-1)mtf(i)。企业在(17)式和需求约束(ztkt(i)θht(i)1-θgφit≥[Pt(i)/Pt]-ηyt)下,选择kt(i)和ht(i)实现预期利润现值和(Et∑∞s=tdt,sPsφs(i))最大化,有如下一阶最优条件:其中,mct(i)为实际边际成本。进一步,假设在给定时期内有部分企业(份额为α∈[0,1])无法改变价格以捕捉价格刚性(Calvo,1983)。显然,α刻画了价格刚性程度,α越大意味价格刚性越大。企业通过制定新价格Pt~(i)以实现预期利润最大化,即:可得如下最优定价方程:(四)加总18式由于企业面临的要素价格以及获取的政府生产性支出服务均相同,因此由(18)式可知,所有企业的资本劳动比kt(i)/ht(i)和实际边际成本mct(i)完全一样。而且,在给定时期内能够改变价格的企业也会选择相同的价格水平,以使当前和未来预期边际成本与边际收益的加权平均值相等(见(20)式)。因此,加总(18)式可得整个经济的资本收益率和实际工资率方程:同样,加总家庭和企业货币先行约束方程可得经济中的实际货币余额为:由最终商品价格指数可得:其中,为企业最优定价与最终商品价格比。令,可得递归方程:因此,企业最优定价方程(20)可表示为:最后,资源约束方程为:其中,度量了价格刚性导致的资源成本,满足在初始条件k0、s-1和ue5c1-1以及外生冲击gt、zt给定的情况下,竞争性均衡由满足(4)式、(6)~(11)式、(13)~(15)式以及(21)~(25)式的{ct,ht,λt,ζt,qt,wt,τtD,ut,mct,kt+1,Rt,it,yt,st,pt~,πt,τt,mt,mth,mtf,xt1,xt2}∞t=0刻画。三财政货币政策规则本节从社会福利最大化视角出发考察最优财政货币政策规则,给出能够实现预期社会福利Et[Vt]最大化的政策参数απ、αy、αR和γue5c1,其中社会福利为:Vt=Et∑∞j=0βjU(ct+j,ht+j,gct+j)。为了使研究更具现实意义,我们侧重具有较强可操作性的最优财政货币政策规则,即满足:(1)政策规则组合要确保理性预期均衡的局部唯一性;(2)均衡名义利率必须为非负;(3)政策参数取值限定在一个较为合理的范围内,如[0,3]。由于模型的复杂性,我们利用Schmitt-Grohé和Uribe(2004)提出的方法计算社会福利二阶近似的精准解。(1)(一)政策情势b的社会福利水平Ramsey最优政策为社会福利最大化的政策,因此我们通过计算某一特定政策情势相对于Ramsey最优政策的福利成本进行政策评估。令V0r=E0∑∞t=0βtU(ctr,htr,grct)和V0a=E0∑∞t=0βtU(cta,hta,gact)分别为Ramsey最优政策r和某一特定政策情势a的期初社会福利水平。λc为社会福利成本,定义为相对于Ramsey最优政策r而言,政策情势a导致的家庭消费损失,即V0a=E0∑∞t=0βtU[(1-λc)ctr,htr,grct]。经济均衡时,V0r和V0a为初始状态x0和外生冲击新息标准差σε的函数:V0r=Vr(x0,σε)和V0a=Va(x0,σε),因此有λc=Λ(x0,σε)。将λc沿确定性Ramsey稳态(即x0=x和σε=0)二阶Taylor展开,可得:确定性稳态的社会福利水平对于所有政策情势均相同,即有Λ(x,0)=0,且由于(Schmitt-Grohé和Uribe,2004),故可得其中Uc(x,0)和c0r分别为消费的边际效用和Ramsey稳态值。因此,可得社会福利成本λc的二阶近似:这样,我们就可以在一个较为合理、可信的取值区间内以(26)式给出的社会福利成本最小化为目标,寻求最优的财政和货币政策规则参数的数值解。(1)(二)冲击变量的表现鉴于20世纪90年代以前中国金融体系总体处于较明显的金融压抑状态,本节以1992~2009年的中国经济为样本进行参数化,选取的时间单位为季度。依据此间中国消费价格指数(CPI)变化率、国债余额与GDP的比值以及财政支出与GDP的比值,我们分别将年度总通货膨胀率、国债负担率和财政支出比率设定为1.05、0.14和0.16。对于生产性支出的分类,学术界虽然还存在一些争议,但普遍认为基本建设支出、教育支出、科学研究支出和支援农村生产支出等具有较强的生产性。因此,在基准情况下,我们依据这四类支出占财政总支出的比重将ue787设定为0.35。(2)对于结构性参数,我们依据已有文献和中国现实进行赋值。具体而言,我们将贴现因子β设为0.988(意味着均衡年利率为4.8%,与20世纪90年代以来中国平均利率水平大致相当),将年度资本折旧率δ设定为0.1,将需求价格弹性η设定为3.86(Chari等,1991;贾俊雪和郭庆旺,2010)。参数α刻画了价格刚性程度,目前利用Calvo(1983)定价模型的研究表明,一个季度内大约有75%~85%的企业不能自由调整价格(Smets和Wouters,2002)。鉴于中国商品价格灵活性较差,我们将α赋值为0.85。依据此间中国货币供给(M1)与GDP的比值,由经济均衡条件可得:υf=2.47和υh=1.02。对于投资调整成本参数ψ,国内尚缺乏相关数据,我们先将其设定为0,然后考察ψ值变化的影响。对于偏好参数ue788和ω,基准情况下设定为1.0和0,意味着效用函数是此类文献普遍采取的形式:U(ct,ht,gct)={[ct(1-ht)γ]1-σ-1}/(1-σ)。我们将σ设定为2.0,由劳动投入h为0.24(林细细和龚六堂,2007)可知:γ=1.635。对于物质资本产出弹性θ,本文在基准情况下将其设定为0.45,这与杨建芳等(2006)的估算结果较为一致。对于生产性支出的产出弹性φ,我们将其赋值为0.1,然后考察其变化的影响。最后,假设外生冲击变量gt和zt遵循如下一阶自回归过程:ln(gt/g)=ρgln(gt-1/g)+εtg和ln(zt)=ρzln(zt-1)+εtz。依据财政支出(HP滤波消除趋势后)以及全要素生产率的一阶自相关系数和标准差,我们将ρg和ρz分别赋值为0.699和0.72,将εtg和εtz的标准差σtg和σtz赋值为0.036和0.026。由经济均衡条件可得,稳态财政支出g为0.126。四优良财政货币政策评估结果本节首先考察政府生产性支出在刻画财政政策影响机理方面的作用,及其对最优财政和货币政策规则特性的影响。表1给出不同φ值对应下的Ramsey最优财政货币政策与最优财政货币政策规则。为了比较,我们也给出4种非最优财政货币政策规则的评估结果:(1)典型Taylor货币政策和Leeper财政政策规则组合(απ=2.0,αy=0.5和γue5c1=0.5,记作TMLF政策组合);(2)简单Taylor货币政策和Leeper财政政策规则组合(απ=2.0,αy=0和γue5c1=0.5,记作SMLF政策组合);(3)通货膨胀钉住货币政策和Leeper财政政策规则组合(即货币政策确保通货膨胀率始终为零和γue5c1=0.5,记作ITMLF政策组合);(4)Taylor货币政策和债务钉住财政政策规则组合(即财政政策确保政府债务始终恒定以及απ=2.0和αy=0.5,记作MDTF政策组合)。(1)(一)政府生产性支出的影响由表1可知,当财政支出不具任何生产性(即φ=0)时,Ramsey最优所得税率为5.4%,年度利率为4.2%,年度通货膨胀率为-0.6%。在完全弹性价格条件下,Ramsey计划者致力于最小化持有货币的机会成本,因此最优通货膨胀率为负值,名义利率为零,即弗里德曼规则为最优(Chari等,1991)。一旦引入价格刚性,Ramsey计划者在实施最优通货膨胀政策时不得不在追求完全价格稳定以最小化价格刚性带来的扭曲与最小化持有货币机会成本之间进行权衡。从模拟结果来看,Ramsey计划者更倾向采取近乎完全价格稳定的货币政策,这与已有研究结论保持了较好一致性(Khan等,2003)。当引入政府生产性支出(即φ>0)后,Ramsey最优政策呈现出一些较明显的变化:随着生产性支出边际生产率φ的提高,最优的所得税率、利率和通货膨胀率均有所增加(如φ=0.2时,最优的所得税率大幅增加到24.2%,利率提高到4.3%,通货膨胀率变为-0.46%)。事实上,当φ充分大时,Ramsey最优通货膨胀率将倾向为正值,表明政府生产性支出的引入带来额外的通货膨胀偏差。(1)究其原因,主要在于政府生产性支出的引入有助于降低企业生产成本,使企业可获取超额利润,且φ越大企业获得的超额利润越大。在缺乏有效税收工具(如100%的利润税)的情况下,Ramsey计划者不得不提高所得税率以及借助通货膨胀税对这部分超额利润进行征税以矫正其带来的扭曲性影响。(二)政府生产性支出的引入当φ=0时,由表1可知,最优财政货币政策规则具有如下几个特点:(1)最优利率政策为积极的,对价格波动的反应力度很大(απ为最高限值3.0),对产出波动的反应以及持续性很弱(αy和αR分别为0.01和0.07);最优财政政策为消极的,对债务波动的反应力度较大(γℓ为1.21)。(2)(2)最优财政货币政策规则产生的福利成本微乎其微,仅导致家庭0.005%的消费损失。在不考虑利率平滑化的情况下,最优财政货币政策规则为:απ=3.0,αy=0.01和γℓ=1.03,社会福利成本为0.004%。这表明,从社会福利视角来看,是否允许利率平滑化并不重要(二者的福利成本差异很小)。(3)在最优财政货币政策规则的作用下,所得税率、利率特别是通货膨胀率呈现出较小的波动性(利率和所得税率年度标准差为1.0和0.99个百分点,通货膨胀率的年度标准差为32个基点)。在完全弹性价格条件下,Ramsey计划者会利用价格变化作为冲击吸收器,导致通货膨胀率具有较大的波动性(Chari等,1991;贾俊雪和郭庆旺,2010)。一旦引入价格刚性,这一策略将会带来较大扭曲,促使决策者采取更加平滑的通货膨胀政策。此外,一个正向财政支出冲击导致民间消费减少(二者的相关系数为-0.03)。上述结论与目前基于标准新凯恩斯动态随机均衡模型得到的研究结论相符(Khan等,2003;Schmitt-Grohé和Uribe,2007)。政府生产性支出的引入(即φ>0)对最优财政货币政策规则特性产生了较突出的影响:最优政策情势仍是积极货币政策与消极财政政策的组合,但随着φ增加,利率变化的持续性及其对产出波动的反应近乎为零,税收收入对债务波动的反应力度大幅下降(例如,φ=0.2时,最优政策为:απ=3.0,αy=0,αR=0和γℓ=0.36)。究其原因,主要在于政府生产性支出的引入导致较大的通货膨胀率、利率和所得税率的波动性(φ=0.2时,通货膨胀率、利率和所得税率标准差分别为40个基点、1.19和2.38个百分点),迫使货币当局削弱货币政策对产出波动的反应力度以更好地实现利率平滑化,也迫使财政当局削弱税收收入对债务波动的反应力度,以利用政府债务规模变化作为冲击吸收器来确保通货膨胀率和所得税率的平滑化。特别需要指出的是,当φ充分大时,一个正向财政支出冲击会促使民间消费增加(φ=0.2时,二者相关系数为0.14),表明在本文考虑较为复杂的经济条件下,财政支出生产效应的引入有助于较好地解决已有研究关于财政支出对民间消费影响的理论预测与经验证据明显不符的缺陷。为了更好地揭示生产性支出的引入对财政政策传导机制和作用机理的影响,图1给出最优财政货币政策规则下主要经济变量对于1%财政支出冲击的反应函数。由图1可以看出,当φ=0时,一个正向财政支出冲击通过负财富效应会导致劳动投入的即期增加、实际工资率和民间消费的即期下降;此后,随着时间的推移,这些变量重又回到均衡状态(见图1中的点线)。与之形成鲜明对照的是,当φ=0.2时,一个正向财政支出冲击带来实际工资率和民间消费的即期增加(见图1中的实线),这与已有经验证据保持了较好的一致性(Blanchard和Perotti,2002;Galí等,2007),表明生产性支出的引入带来了新的作用机制,有助于抵消负财富效应。直观地,生产性支出的引入意味财政支出增加有助于降低企业实际边际成本,促使实际工资率和民间消费增加,但也会导致总需求和实际边际成本增加,抑制实际工资率和民间消费增加。因此,财政支出对实际边际成本和民间消费的最终影响并不明确,取决于生产性支出边际生产率和财政支出比率的大小对比(Linnemann和Schabert,2006)。在本文考虑较复杂的经济条件下,实际和名义刚性等扭曲性因素的引入进一步加剧了财政支出冲击传导机制和作用机理的复杂性。此时,财政支出对民间消费的影响不仅取决于生产性支出边际生产率和财政支出比率的大小对比,而且还在很大程度上取决于财政与货币政策态势以及通货膨胀率和加价率的动态反应。事实上,由家庭和企业最优条件对数线性化可得:(1)其中,υ=υf/[R+υf(R-1)]+υh/[R+υh(R-1)]。将(27)式和对数线性化的货币政策规则一起代入对数线性化的新凯恩斯菲利普斯曲线可得如下总供给方程:其中,包含了一些滞后变量。当φ较大时,由对数线性化的财政政策规则可知,一个正向财政支出冲击导致总需求增加进而所得税率下降(见图1中的实线)。由于最优货币政策参数απ较大,αy近乎为零,所以(28)式中的系数Ω[(1-θ)υαysg-φ]/Δ和Ω(u-θδ)/u(1-τD)Δ分别倾向为正和负值。这样,由(28)式可知,通货膨胀率将会增加。进而,那些在当期能够改变价格的企业会提高价格,导致相对价格上升,且由于这些企业更倾向将加价率保持在长期平均水平上,因此实际边际成本将会增加。既然实际边际成本对所有企业均相同,那些当期无法改变价格企业的加价率进而整个经济的平均加价率将会出现即期下降(见图1中的实线)。这会促使劳动需求增加和实际工资率出现即期上升,对民间消费产生正影响,抵消财政支出的负财富效应,最终导致民间消费的即期增加。(1)值得注意的是,家庭和企业货币需求对财政支出冲击传导机制和作用机理具有重要影响,但已有研究普遍忽略了这一点。由(27)式可知,由于引入家庭和企业货币需求(υ>0),利率政策对实际边际成本具有直接正影响,这也改变了财政支出冲击的传导机制和作用机理。事实上,在一个无货币经济(即υ=0)条件下,φ>0时,(28)式中的系数Ω[(1-θ)υαysg-φ]/Δ和Ω(u-θδ)/u(1-τD)Δ倾向为负和正值,因而财政支出增加将会导致通货膨胀率和名义利率的即期下降,这符合Linnemann和Schabert(2006)的研究结论。由此可见,中国政府在制定和实施财政和货币政策时,应充分考虑经济中存在大量现金交易的现实特点,及其对财政和货币政策传导机制与作用机理造成的影响:利率政策对实际边际成本具有直接正影响,财政支出增加会促进民间消费增加,但也会带来较大的通货膨胀压力。(三)货币政策目标函数为了便于比较,我们也考虑了四类非最优财政和货币政策规则组合,即TMLF政策组合、SMLF政策组合、ITMLF政策组合和MDTF政策组合。在允许利率对产出波动做出较强反应的TMLF政策组合下,利率、所得税率特别是通货膨胀率具有较大波动性,造成较大福利损失(φ=0.2时,通货膨胀率的标准差为4.55,福利成本为1.61%);SMLF政策组合更有利于价格稳定,福利成本很小(φ=0.2时,通货膨胀率的标准差为0.86,福利成本为0.08%)。这表明,以“价格稳定”为单一政策目标的货币政策,较同时追求价格和产出稳定的货币政策而言更有利于社会福利水平提高。(1)这一点可以从确保通货膨胀率始终为零的ITMLF政策组合的福利成本微乎其微得到更直接的证实。追求政府债务恒定的MDTF政策组合由于无法借助政府债务作为冲击吸收器,因而导致较大的通货膨胀波动和福利损失(φ=0.2时,通货膨胀率的标准差为3.55,福利成本为0.95%)。前文指出,财政支出对民间消费的影响在很大程度上取决于财政货币政策态势,这可通过对比非最优政策规则组合下财政支出对民间消费的影响得到更清晰的认识:随着生产性支出边际生产率的提高,在SMLF和ITMLF政策组合下,财政支出对民间消费具有更突出的促进作用,在TMLF政策组合下具有更明显的抑制作用,在MDTF政策组合下财政支出对民间消费的影响则没有什么明显变化。五的影响:政府消费性支出与民间消费的互补性本节进一步考察政府消费性支出对Ramsey最优财政货币政策和最优财政货币政策规则特性的影响。为了更好地揭示政府消费性支出的影响,我们将生产性支出边际生产率φ始终设定为零。表2给出不同情况下的政策评估结果。由表2可以看出,在固定弹性效用函数(即效用函数(2)式中的φ=1)设定下,Ramsey最优政策对政府消费性支出边际效用弹性ω的变化并不敏感。(1)最优财政货币政策规则特性受ω变化的影响也很小:只是随着ω增加,税收收入对政府债务波动的反应力度(γφ)略有增加。此时,政府消费性支出与民间消费为替代关系(Ucg<0),因此政府消费性支出对民间消费具有直接抑制作用。但由于政府消费性支出与劳动投入以及劳动投入与民间消费均为互补(Uhg>0和Uch>0),因此政府消费性支出对劳动投入进而对民间消费也具有间接促进作用。由模拟结果可知,前一种影响更突出,从而强化了负财富效应,导致民间消费更为明显的下降。(2)这一结论对于不同的σ取值同样成立。当我们允许φ≠1时,由表2可知,随着φ的减小(即政府消费性支出与民间消费的互补性增强),Ramsey最优的所得税率、通货膨胀率和利率均有所增加。最优政策规则仍为积极货币政策与消极财政政策组合,但带来较大的通货膨胀率、所得税率和利率的波动性,致使财政政策对政府债务波动的反应力度明显减弱。政府消费性支出边际效用弹性ω增加对Ramsey最优政策和最优财政货币政策规则特性也具有相似影响。(3)一个非常自然的问题是,Ramsey最优的通货膨胀率和所得税率为何会随ue788的减小和ω的增加而增加。(4)直观地,政府消费性支出与民间消费互补性的引入意味家庭得到了额外的隐性消费补贴,且隐性消费补贴随着ue788减小和ω增加(即互补性增强)而增加。在缺乏有效税收工具的情况下,Ramsey计划者将采取提高所得税率和借助通货膨胀税对这部分补贴进行征税以矫正其带来的扭曲性影响。这一结论也说明,中国政府在今后持续加大社会保障和环境保护等与民间消费具有很强互补性的社会民生支出时,应密切关注其可能带来的通货膨胀压力。不过,若上述解释是正确的,σ减小(同样意味政府消费性支出与民间消费的互补性增强)为何对Ramsey最优政策几乎没有任何影响?事实上,由可知,σ变化对Ucg、Uhg和Uch具有近乎相同的影响,进而对政府消费性支出的民间消费效应具有两种相反但力度大致相当的影响,因此对家庭得到的隐性消费补贴和Ramsey最优政策的影响较弱。相对而言,φ和ω变化对Ucg的影响更为突出,对Uch和Uhg的影响则较弱,因而对家庭获取的隐性消费补贴和Ramsey最优政策具有较突出的影响。此外,当φ充分小(即政府消费性支出与民间消费的互补性充分强)时,一个正向财政支出冲击将促使民间消费增加,且这种促进作用随ω增加而明显增强。由此可见,引入政府消费性支出与民间消费的互补性也有助于解决“财政支出拉动效应之谜”。不过,这一结果并非一定需要政府消费性支出与民间消费是互补的(即φ<1/σ)。其实,当φ=0.5,σ=2,ω=0.1时,政府消费性支出对民间消费的边际效用没有任何影响(Ucg=0),但对劳动投入的边际效用具有正影响(Uhg>0)。由于民间消费与劳动投入是互补的(Uch>0),故政府消费性支出对劳动投入进而对民间消费也具有促进作用,有助于削弱负财富效应,促使民间消费增加(民间消费与财政支出的相关系数为0.09)。对于非最优政策规则组合而言,当φ=1时,政策评估结果受ω的影响相对较弱,只是在MDTF政策组合下,财政支出对民间消费的抑制作用随着ω增加而明显增强;消费跨时替代弹性1/σ增加总体有助于弱化财政支出对民间消费的抑制作用,特别是有助于降低MDTF政策组合下的通货膨胀率、利率和所得税率的波动性,减少福利损失。在φ<1的情况下,SMLF政策组合的可操作性变得较为脆弱(无法确保均衡的局部唯一性),而在TMLF、ITMLF和MDTF政策组合下,财政支出对民间消费具有较突出的促进作用,且随着σ减小而明显增强。六其他财政货币政策规则为了确保可比性,前文采取了已有研究普遍使用的财政货币政策规则。不过,现实经济中政策当局遵循的财政货币政策规则较为多样。为此,我们进一步考虑其他形式的财政货币政策规则以期得到更为丰富的结论。表3给出各种情况下的政策评估结果。(一)财政政策反周期前文完全忽略了财政政策的反周期变化。由(14)式对数线性化可得:即所得税率为顺周期。但是,正如Taylor(2000)指出的,一个合理的财政政策规则不仅应很好地捕捉财政当局的债务稳定动机,还应充分考虑到其产出稳定动机。而且,反周期财政政策在中国也得到了广泛应用,其中以1998和2008年两度实施的“积极财政政策”最具代表性。Guo等(2011)的研究表明,一个包含产出和债务缺口的政策规则函数可以较好地刻画中国的财政政策实践。因此,我们考虑如下形式的财政政策规则:τt-τ=γℓ(ℓt-1-ℓ)+γyLn(yt/y),其中γy为政策参数,对数线性化可得:意味着γy>τDy时,财政政策为反周期。由表3可以看出,最优的财政政策依然是顺周期的(γy近乎为零),(1)而且最优财政货币政策规则特性也未发生明显变化,只是财政支出对民间消费的正影响明显减弱。不过,允许财政政策的反周期变化虽非最优但带来的福利成本很小,意味着从社会福利视角来看,是否允许财政政策的反周期变化并不重要。这是一个非常稳健的结论。(1)实际上,“逆风向而动”的财政政策会导致宏观经济对外生冲击的无效率反应,造成社会福利损失。由图2可知,相对于最优财政政策(γy=0)而言,在反周期财政政策(γy=1.0)的作用下,一个正向技术进步冲击将导致所得税率的即期增加,使得平均加价率的即期下降幅度较小,阻碍了民间消费和产出的合理增长,不利于社会福利水平提高。但另一方面劳动投入下降也会带来闲暇和社会福利即期增加。因此,反周期财政政策虽会带来额外的福利成本,但总体较小。现实经济中,财政当局通常会通过调整财政赤字规模来直接调控经济。因此,我们也尝试考虑赤字政策规则:deft-def=γℓ(ℓt-1-ℓ)。其中,deft=τt-gt和def分别为财政赤字及其Ramsey稳态均衡值。总体上,最优财政货币政策规则特性对于这样的改变是稳健的,只是财政政策对债务波动的反应力度以及财政支出对民间消费的正影响变得更为突出(如φ=0.2时,最优参数γℓ为1.23,财政支出与民间消费的相关系数为0.19,见表3)。(2)(二)滞后货币政策规则的可操作性在现实经济中,前瞻和后视货币政策规则同样得到较为广泛的应用,因此我们也考虑了这两种政策规则设定(即ln(Rt/R)=αRln(Rt-1/R)+απEt[ln(πt+i/π)]+αyEt[ln(yt+i/y)],i=1为前瞻规则,i=-1为后视规则)。不过,