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(guó)自2005年第十屆全國(guó)人大常委會(huì)第十八次會(huì)議起就對(duì)個(gè)人所得稅制(以下簡(jiǎn)稱“個(gè)稅”)方案進(jìn)行了多次修改，其調(diào)整內(nèi)容涉及個(gè)稅的起征點(diǎn)和稅率的累進(jìn)階級(jí)，最終在2018年第十三屆全國(guó)人大常委會(huì)第五次會(huì)議中調(diào)整了最新的個(gè)稅標(biāo)準(zhǔn)，將起征點(diǎn)調(diào)整至5000元人民幣，增加了個(gè)稅的專項(xiàng)附加扣除項(xiàng)目，調(diào)寬了部分低稅率的累進(jìn)階級(jí)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(jià)上揚(yáng)的新變化。在稅改政策福利上，財(cái)政部副部長(zhǎng)程麗華指出，起征點(diǎn)5000元人民幣這一單項(xiàng)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(gè)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(diǎn)。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(dòng)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(lái)的政府收入的變化并非是線性的，那么，個(gè)人所得稅稅率變化是否也會(huì)對(duì)貨幣政策產(chǎn)生類似的效應(yīng)，即個(gè)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(duì)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(zhǎng)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)隨著所得稅的增加，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出先增后減的倒U型趨勢(shì)，從而驗(yàn)證了所得稅對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(yàn)證了Barro(1990)關(guān)于政府支出財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的類拉弗作用[3]。事實(shí)上，稅率變化產(chǎn)生的類拉弗效應(yīng)在發(fā)展中國(guó)家中也普遍存在。Ehrhart等(2014)通過構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，并根據(jù)發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)稅率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，隨著稅率的增加，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(yàn)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(huì)對(duì)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(gè)問題，也是在大量類拉弗效應(yīng)理論支撐下的一個(gè)相關(guān)研究命題。對(duì)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(gè)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(shí)施上的借鑒，因此在學(xué)術(shù)研究和現(xiàn)實(shí)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(cái)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(diǎn)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(cái)政政策實(shí)施上的交互作用。張志棟和靳玉英(2011)采用MS-VAR模型對(duì)我國(guó)財(cái)政政策與貨幣政策的組合作用進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)互補(bǔ)的財(cái)政政策和貨幣政策更能穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)環(huán)境中的價(jià)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(duì)我國(guó)財(cái)政政策實(shí)施的效果進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)貨幣政策變量是財(cái)政政策實(shí)施過程中需要考慮的重要因素，對(duì)財(cái)政政策的實(shí)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(yùn)行方面，貨幣政策和財(cái)政政策均具有一定的作用，并且貨幣政策與財(cái)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(cái)政政策搭配寬松的貨幣政策能夠降低財(cái)政政策的不必要支出，提高政策實(shí)施的持續(xù)性，并且財(cái)政政策與貨幣政策的協(xié)調(diào)使用能夠避免中國(guó)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(cái)政政策的交互作用，才能更加真實(shí)地刻畫現(xiàn)實(shí)宏觀經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)變化[9]。

另外，還有部分文獻(xiàn)著重研究了稅率政策對(duì)貨幣政策宏觀調(diào)控效果的作用。Muscatelli等(2006)研究了不同財(cái)政政策是否會(huì)影響貨幣政策的實(shí)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(shí)，稅率調(diào)整的財(cái)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(jià)格黏性、壟斷競(jìng)爭(zhēng)的新凱恩斯理論框架下，研究稅率政策與貨幣政策對(duì)福利損失的交互影響，發(fā)現(xiàn)當(dāng)政策制定者任意改變?cè)械亩惵收咭?guī)則后，貨幣政策實(shí)施產(chǎn)生的社會(huì)福利損失水平將顯著變大，體現(xiàn)了稅率政策對(duì)貨幣政策的干擾作用[11]。Bianchi和Ilut(2017)對(duì)美國(guó)二戰(zhàn)后經(jīng)濟(jì)運(yùn)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(cái)政政策當(dāng)局對(duì)調(diào)控美國(guó)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(shí)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(duì)貨幣政策實(shí)施效果的影響[12]。

綜上可知，已有研究表明貨幣政策與財(cái)政政策的組合使用，不僅在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和逆周期調(diào)控上具有重要的影響，而且能夠改善整個(gè)社會(huì)的最高福利水平。一方面，貨幣政策與財(cái)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(cái)政政策的實(shí)施效果與同時(shí)實(shí)施貨幣、財(cái)政政策帶來(lái)的效果存在差異[7]。另一方面，財(cái)政政策與貨幣政策的協(xié)調(diào)使用將影響整個(gè)社會(huì)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(huì)福利，只有搭配適宜的財(cái)政政策才能使社會(huì)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(cái)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(lái)個(gè)人所得稅改革的熱點(diǎn)入手，探討個(gè)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(lái)有益的啟示。其二，在研究結(jié)論上，本文的結(jié)論顯示在個(gè)人所得稅扭曲環(huán)境下，貨幣政策對(duì)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(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的調(diào)控作用呈現(xiàn)出先增后減的倒U型趨勢(shì)；另一方面，社會(huì)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(huì)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(guó)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(gè)部門。

(一)家庭

假設(shè)經(jīng)濟(jì)體中存在眾多生存無(wú)限期的同質(zhì)家庭，每個(gè)家庭通過選擇消費(fèi)、提供勞動(dòng)、儲(chǔ)蓄資金、購(gòu)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(gè)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(fèi)；N表示相應(yīng)的勞動(dòng)供給；φ表示勞動(dòng)供給彈性的倒數(shù)；η和κ分別衡量家庭的消費(fèi)習(xí)慣和勞動(dòng)供給偏好。同時(shí)家庭受到以下等式的約束：

(2)

式(2)中，Dt表示家庭t期的儲(chǔ)蓄，wt表示家庭t期的實(shí)際工資水平；Rd,t為相應(yīng)的儲(chǔ)蓄利率；Bt表示家庭t期購(gòu)買的政府債券，Rb,t為相應(yīng)的債券收益利率；τt表示對(duì)應(yīng)的個(gè)人所得稅稅率；Ft表示t期來(lái)自商業(yè)銀行和零售商的所得利潤(rùn)①；Trt表示政府t期對(duì)家庭的轉(zhuǎn)移支付；πt=Pt/Pt-1表示通貨膨脹。此時(shí)，建立家庭決策的拉格朗日方程，對(duì)消費(fèi)、勞動(dòng)供給、儲(chǔ)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(duì)商業(yè)銀行的設(shè)定[13]，假設(shè)經(jīng)濟(jì)體中存在無(wú)數(shù)多的商業(yè)銀行，每個(gè)商業(yè)銀行對(duì)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(shí)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(rùn)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(shí)商業(yè)銀行面臨如下的流動(dòng)約束：

Lt≤(1-γ)Dt

(11)

基于此，對(duì)儲(chǔ)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(hào)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(lái)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(duì)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(wú)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(lái)進(jìn)行勞動(dòng)雇傭和生產(chǎn)投資，將經(jīng)營(yíng)所得利潤(rùn)進(jìn)行消費(fèi)，并選擇最優(yōu)的消費(fèi)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(fèi)，此時(shí)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(shí)際產(chǎn)出，Xt表示企業(yè)家向零售商出售產(chǎn)品時(shí)的批發(fā)價(jià)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(jī)過程。此時(shí)，建立企業(yè)家決策的拉格朗日方程，對(duì)消費(fèi)、勞動(dòng)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(jià)格黏性[14]。假設(shè)存在z∈[0,1]區(qū)間上的壟斷零售商，在競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)上以統(tǒng)一的批發(fā)價(jià)格向企業(yè)家購(gòu)買中間產(chǎn)品Yi,t，對(duì)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(duì)應(yīng)的價(jià)格指數(shù)為：

(26)

同時(shí)假定零售商根據(jù)Calvo(1983)的方式對(duì)價(jià)格進(jìn)行調(diào)整[15]，每個(gè)零售商對(duì)其價(jià)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(jià)策略為：

(29)

此時(shí)價(jià)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(duì)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(lái)影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，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(duì)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(gè)人所得稅來(lái)獲取必要的財(cái)政收入，同時(shí)政府將所得資金用于政府支出、償還債券利息和對(duì)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(shí)假設(shè)Gt服從AR(1)過程。此外，為了探究個(gè)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(yùn)行環(huán)境相適應(yīng)的個(gè)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(lái)獲取必要的財(cái)政收入，改變財(cái)政政策的調(diào)控效果，從而造成個(gè)人所得稅的扭曲。具體而言，個(gè)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(shí)的個(gè)人所得稅稅率；ρτ表示個(gè)人所得稅沖擊系數(shù)；ετ,t表示隨機(jī)的個(gè)人所得稅沖擊，服從N(0，στ)的分布。

(七)市場(chǎng)出清條件

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

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

(35)

此時(shí)，給定所有內(nèi)生變量的初始值，通過線性對(duì)數(shù)化的方法可以求得上述模型的競(jìng)爭(zhēng)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(dòng)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(jì)

(一)參數(shù)的校準(zhǔn)

在參數(shù)校準(zhǔn)方面，對(duì)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(duì)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(duì)企業(yè)貼現(xiàn)因子βe賦值為0.98。根據(jù)仝冰(2017)的研究對(duì)勞動(dòng)供給偏好參數(shù)κ賦值為1[17]。對(duì)于消費(fèi)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(duì)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(duì)資本折舊率δ賦值為0.025。考慮到國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于資本產(chǎn)出彈性的取值普遍高于國(guó)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(yáng)等(2017)的賦值為0.5[22]，根據(jù)上述取值的大致范圍，本文對(duì)資本產(chǎn)出彈性α賦值為0.45。對(duì)于個(gè)人所得稅稅率穩(wěn)態(tài)值τss，由于中國(guó)沒有直接官方的統(tǒng)計(jì)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(duì)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(shí)，根據(jù)樣本期間內(nèi)中國(guó)存款準(zhǔn)備金率數(shù)據(jù)的變動(dòng)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(duì)于泰勒規(guī)則中貨幣政策對(duì)通貨膨脹和產(chǎn)出的反應(yīng)系數(shù)，國(guó)內(nèi)較多學(xué)者對(duì)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(jià)的目標(biāo)，基于此，本文參考上述參數(shù)的取值范圍，對(duì)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(duì)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(jì)

在參數(shù)估計(jì)方面，對(duì)于無(wú)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(jì)的方法對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，對(duì)參數(shù)進(jìn)行貝葉斯估計(jì)之前，需要選擇觀測(cè)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，本文選取的時(shí)間序列主要包括GDP、投資規(guī)模、通貨膨脹率、勞動(dòng)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(lái)自中經(jīng)網(wǎng)。其中，產(chǎn)出數(shù)據(jù)用國(guó)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(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)同比增長(zhǎng)率來(lái)表示；勞動(dòng)供給用就業(yè)人數(shù)予以表示；信貸規(guī)模用銀行對(duì)企業(yè)總貸款數(shù)據(jù)來(lái)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(jià)格指數(shù)，得到實(shí)際產(chǎn)出和實(shí)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(shí)際變量。在此基礎(chǔ)上，利用X-12的方法對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整，并對(duì)上述結(jié)果取對(duì)數(shù)值后通過HP濾波處理剔除長(zhǎng)期趨勢(shì)，最終得到用于貝葉斯估計(jì)的相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)③。同時(shí)，本文參照侯成琪和龔六堂(2014)、陳漢鵬和戴金平(2014)對(duì)先驗(yàn)分布進(jìn)行設(shè)定[25][13]，具體估計(jì)結(jié)果如下表1所示。

表1 參數(shù)的貝葉斯估計(jì)

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(shí)際經(jīng)濟(jì)周期與模型經(jīng)濟(jì)周期之間的聯(lián)動(dòng)程度，對(duì)比各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的波動(dòng)情況，以便更好地評(píng)估本文模型對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期的擬合效果?；诖耍疚囊罁?jù)模型參數(shù)的估計(jì)結(jié)果，模擬生成不同宏觀變量在實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期模型中的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，并將該指標(biāo)與經(jīng)調(diào)整后的實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的對(duì)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(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)表現(xiàn)出以下統(tǒng)計(jì)特征。首先，通過觀察實(shí)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(dòng)水平，則投資的波動(dòng)水平為產(chǎn)出的1.78倍，這也表明了在實(shí)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(dòng)性。其次，信貸規(guī)模在所有宏觀變量中體現(xiàn)出最強(qiáng)的波動(dòng)特征，幾乎為兩倍的產(chǎn)出波動(dòng)，這主要?dú)w因于中國(guó)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(dòng)性質(zhì)，對(duì)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(gè)經(jīng)濟(jì)環(huán)境中投資的周期波動(dòng)。再次，通貨膨脹與產(chǎn)出的波動(dòng)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(dòng)力投入呈現(xiàn)出較小的波動(dòng)振幅，遠(yuǎn)低于產(chǎn)出的波動(dòng)幅度。最后，實(shí)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(dòng)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(jì)特征可以發(fā)現(xiàn)，模擬經(jīng)濟(jì)中宏觀變量的波動(dòng)性與實(shí)際經(jīng)濟(jì)中宏觀變量的波動(dòng)較為一致，其中信貸規(guī)模和投資的波動(dòng)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(dòng)性與實(shí)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(shí)，信貸規(guī)模的波動(dòng)程度為產(chǎn)出的1.7倍，投資的波動(dòng)程度為產(chǎn)出的1.64倍，雖然兩者均低于實(shí)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(dòng)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(dòng)力的標(biāo)準(zhǔn)差為0.74%，兩者波動(dòng)的程度也與實(shí)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(qiáng)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(qiáng)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(dòng)為實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量的82.82%，即該模型可以解釋實(shí)際產(chǎn)出波動(dòng)的82.82%部分；同理，投資、信貸規(guī)模、通貨膨脹的波動(dòng)分別為實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量的76.15%、76.84%和98.27%，即分別解釋了實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期中投資76.15%的波動(dòng)、信貸規(guī)模76.84%的波動(dòng)、通貨膨脹98.27%的波動(dòng)。此外，模擬數(shù)據(jù)顯示勞動(dòng)力的波動(dòng)大小為實(shí)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(shí)際宏觀變量的波動(dòng)情況，放大了經(jīng)濟(jì)中勞動(dòng)力的波動(dòng)水平。

綜上，本文模型中各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的波動(dòng)情況，與實(shí)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(duì)應(yīng)實(shí)際變量70%以上的波動(dòng)情況，這表明本文模型具有較強(qiáng)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(dòng)情況，從而為下文總結(jié)相關(guān)結(jié)論和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征提供依據(jù)。

表2 實(shí)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(jì)的結(jié)果，本文通過方差分解來(lái)分析各類沖擊因素對(duì)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(dòng)方面，貨幣政策沖擊對(duì)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(jià)格沖擊和政府支出沖擊對(duì)產(chǎn)出的解釋能力均在10%以上，個(gè)人所得稅沖擊的作用最小。在投資波動(dòng)和勞動(dòng)供給波動(dòng)方面，上述沖擊的作用與產(chǎn)出的類似。在信貸波動(dòng)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(dòng)，個(gè)人所得稅沖擊對(duì)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(jià)格沖擊是影響經(jīng)濟(jì)體通脹變化的主要因素，價(jià)格沖擊對(duì)通脹波動(dòng)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(dòng)的主要?jiǎng)右颍@表明貨幣政策是調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)運(yùn)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(gè)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(dòng)態(tài)變化過程，并深入分析上述沖擊對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的傳導(dǎo)機(jī)制，本文將基于參數(shù)估計(jì)的結(jié)果，對(duì)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(diǎn)，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(dòng)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(shí)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(lái)宏觀變量縮減的效應(yīng)，具體作用機(jī)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(fèi)，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(fèi)水平，減少了整個(gè)社會(huì)的消費(fèi)規(guī)模，最終使市場(chǎng)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(duì)勞動(dòng)力的需求，同時(shí)根據(jù)企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)可知，勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出與勞動(dòng)力水平負(fù)相關(guān)，當(dāng)勞動(dòng)力下降后，勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出上升，相應(yīng)勞動(dòng)的邊際成本下降，進(jìn)而降低了企業(yè)支付的實(shí)際工資水平。最后，勞動(dòng)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(jià)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(lái)源主要為成本推動(dòng)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(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)不同個(gè)人所得稅稅率對(duì)貨幣政策實(shí)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(gè)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(gè)人所得稅扭曲環(huán)境下“反事實(shí)”的數(shù)理模擬，以檢驗(yàn)貨幣政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控能力的變動(dòng)情況，具體結(jié)果如下圖2所示。

圖2 不同個(gè)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(gè)人所得稅扭曲環(huán)境下，貨幣政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的整體趨勢(shì)相同，這表明貨幣政策是穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的有效政策手段；同時(shí)，當(dāng)個(gè)人所得稅稅率水平發(fā)生變化時(shí)，貨幣政策沖擊對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的瞬時(shí)調(diào)控能力發(fā)生了改變。具體而言，在個(gè)人所得稅稅率為0.051(穩(wěn)態(tài)值)時(shí)，貨幣政策對(duì)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(gè)人所得稅稅率水平小于0.051穩(wěn)態(tài)最優(yōu)水平時(shí)，貨幣政策調(diào)控經(jīng)濟(jì)的能力均有所減弱；當(dāng)個(gè)人所得稅稅率水平從0.051開始增加后，貨幣政策沖擊對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的瞬時(shí)調(diào)控能力呈現(xiàn)出逐步下降的趨勢(shì)。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(gè)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(diǎn)。貨幣政策存在類拉弗曲線特征的可能原因在于，個(gè)人所得稅政策作為政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的重要財(cái)政手段，與貨幣政策之間有著明顯的疊加效應(yīng)[7]。現(xiàn)實(shí)環(huán)境中，央行和政府部門一般組合使用貨幣政策和財(cái)政政策，因此貨幣政策的宏觀調(diào)控效果受限于財(cái)政政策的實(shí)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(jī)制，這也是原文所強(qiáng)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(cái)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(cái)政政策手段對(duì)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(yàn)貨幣政策對(duì)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(jì)算了不同個(gè)人所得稅稅率水平下，貨幣政策中介變量對(duì)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(gè)人所得稅稅率為0時(shí)，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(duì)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(dòng)力、信貸規(guī)模和實(shí)際工資都發(fā)生了縮減，這也驗(yàn)證了緊縮性貨幣政策沖擊下的脈沖響應(yīng)結(jié)果；同時(shí)，該結(jié)果表明當(dāng)不存在個(gè)人所得稅的情況時(shí)，貨幣政策對(duì)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(yùn)行的有效政策。當(dāng)個(gè)人所得稅稅率增加到穩(wěn)態(tài)值0.051時(shí)，貨幣政策對(duì)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(gè)人所得稅稅率逐漸向右偏離穩(wěn)態(tài)值后，貨幣政策對(duì)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(gè)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(gè)人所得稅稅率水平的逐步增加，貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)調(diào)控的能力呈現(xiàn)出先增后減，并且在個(gè)人所得稅稅率處于穩(wěn)態(tài)值時(shí)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(shí)的情況相同，即財(cái)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(gè)人所得稅稅率的方式來(lái)實(shí)施財(cái)政政策時(shí)，此時(shí)經(jīng)濟(jì)環(huán)境中存在著一個(gè)最優(yōu)的個(gè)人所得稅稅率水平，該稅率水平相對(duì)于其他稅率水平而言，能夠增加整個(gè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行下的總福利，即當(dāng)個(gè)人所得稅稅率偏離該穩(wěn)態(tài)值時(shí)，在整個(gè)實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中總存在帕累托改進(jìn)的余地，此時(shí)能夠通過改變個(gè)人所得稅稅率水平來(lái)改善整個(gè)社會(huì)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(shí)施效果上，產(chǎn)生稅率政策拉弗效應(yīng)的傳遞機(jī)制，使貨幣政策調(diào)控效果隨個(gè)人所得稅的變動(dòng)而發(fā)生變化，最終表現(xiàn)為貨幣政策在個(gè)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(shí)施過程中需要重點(diǎn)考慮的一個(gè)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(gè)人所得稅扭曲環(huán)境下各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的動(dòng)態(tài)變化情況，但尚未展示不同個(gè)人所得稅下的社會(huì)福利損失大小的情況，對(duì)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(huì)福利損失表示為產(chǎn)出缺口波動(dòng)和通貨膨脹缺口波動(dòng)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(shí)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(gè)人所得稅稅率為0.051(穩(wěn)態(tài)值)時(shí)，福利損失函數(shù)達(dá)到最小值0.0036；當(dāng)個(gè)人所得稅稅率為0，即偏離穩(wěn)態(tài)左側(cè)時(shí)，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(shí)，隨著個(gè)人所得稅稅率水平的上升，社會(huì)整體的福利損失水平隨之遞增，這表明在個(gè)人所得稅扭曲環(huán)境中，不但貨幣政策的實(shí)施效果具有明顯的類拉弗曲線特征，社會(huì)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(gè)人所得稅稅率水平為穩(wěn)態(tài)最優(yōu)值時(shí)，個(gè)人所得稅稅率政策的積極作用將疊加于貨幣政策上，此時(shí)貨幣政策對(duì)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(cái)政收入的最優(yōu)化能夠?yàn)楣仓С鎏峁┍Ｕ?，進(jìn)而促進(jìn)整個(gè)經(jīng)濟(jì)環(huán)境朝著帕累托最優(yōu)的狀態(tài)演化，此時(shí)社會(huì)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(gè)人所得稅稅率為最優(yōu)水平時(shí)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(gè)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(gè)人所得稅稅率為穩(wěn)態(tài)值時(shí)達(dá)到0.0032和0.0057的福利損失值最低水平，并且當(dāng)個(gè)人所得稅稅率偏離穩(wěn)態(tài)最優(yōu)值時(shí)，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(huì)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(gè)目標(biāo)的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在不同個(gè)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(gè)目標(biāo)下的結(jié)果，并且當(dāng)個(gè)人所得稅稅率水平為穩(wěn)態(tài)最優(yōu)值時(shí)，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(shí)，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(huì)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(yùn)行的效果。

六、結(jié)論和政策啟示

貨幣政策是各國(guó)穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的重要手段，但在全球陷入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)低谷后，財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)調(diào)控的作用開始逐步凸顯。在這一新時(shí)代背景下，重新評(píng)估貨幣政策的經(jīng)濟(jì)調(diào)控作用就顯得尤為重要。同時(shí)，近年來(lái)中國(guó)個(gè)人所得稅政策的多次調(diào)整，意味著稅率政策對(duì)中國(guó)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(gè)人所得稅政策和貨幣政策在內(nèi)的DSGE模型，來(lái)分析在個(gè)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(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期中各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的波動(dòng)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(dòng)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(dòng)的主要原因，表明了貨幣政策對(duì)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(shí)由于存在貨幣政策和個(gè)人所得稅政策的疊加效應(yīng)，隨著個(gè)人所得稅稅率的逐步提升，貨幣政策對(duì)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(gè)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(yùn)行的重要手段，在不同個(gè)人所得稅水平下，貨幣政策對(duì)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(gè)人所得稅稅率穩(wěn)態(tài)水平下，央行實(shí)施貨幣政策帶來(lái)的社會(huì)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(gè)人所得稅適優(yōu)區(qū)間的選擇。個(gè)人所得稅政策作為調(diào)控經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的重要財(cái)政手段，應(yīng)該注意與貨幣政策的實(shí)施方案相互協(xié)調(diào)，政策部門應(yīng)尋找搭配貨幣政策實(shí)施的最優(yōu)個(gè)人所得稅水平，最優(yōu)化貨幣政策實(shí)施過程中的類拉弗效應(yīng)區(qū)間，以擴(kuò)大稅率政策實(shí)施過程中帶來(lái)的疊加效應(yīng)，增強(qiáng)貨幣政策對(duì)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(píng)估貨幣政策的實(shí)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(shí)施貨幣政策前，應(yīng)當(dāng)對(duì)預(yù)期的貨幣政策調(diào)控力度應(yīng)進(jìn)行詳細(xì)評(píng)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(lái)較少的社會(huì)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(shí)施的調(diào)控目標(biāo)，從而達(dá)到以通脹為政策目標(biāo)時(shí)更低的社會(huì)福利損失水平，這將推動(dòng)宏觀經(jīng)濟(jì)朝帕累托改進(jìn)的路徑發(fā)展，實(shí)現(xiàn)社會(huì)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(yíng)利潤(rùn)最后都返還給家庭。

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

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

④此處假定央行對(duì)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。