我國財政貨幣政策組合變動的理性預期效應
——基于MS-DSGE模型

夏仕龍

(四川大學 經濟學院， 四川 成都 610065)

一、引言

貨幣政策和財政政策是宏觀經濟調控的兩大政策工具。在學術界，貨幣學者偏向貨幣政策的研究，財政學者偏向財政政策的研究，關于貨幣政策和財政政策的研究相對獨立。然而，貨幣政策和財政政策之間存在諸多交互影響機制，二者政策目標時而互補、時而矛盾，二者的政策制定者之間并非時刻為彼此的一致行動人。因此，研究宏觀經濟政策，最好能將貨幣政策和財政政策置于同一模型框架下，如此既能避免遺漏變量誤差，又符合實際情況，還能分析二者之間的協調搭配規律。學術界對貨幣政策和財政政策的刻畫主要通過政策的操作工具或操作目標對最終目標進行反饋的線性函數來表示，比如經典的泰勒規則就是刻畫美國聯邦基金目標利率對通脹缺口、產出缺口進行反饋的線性函數。貨幣政策和財政政策的執行規則在現實中是如何搭配以及應該如何搭配，學術界進行了廣泛討論，主要集中在貨幣政策主導、財政政策配合的李嘉圖區制和財政政策主導、貨幣政策配合的非李嘉圖區制的優劣比較上。線性的政策規則函數意味著政策當局的行為偏好不隨經濟環境的變化而變化，將所有政策行為的結構變化和隨機變化都納入隨機誤差項中，這不符合政策當局在經濟環境發生結構性變化后相機改變政策行為模式的現實情況。宏觀經濟政策不確定性研究開始受到廣泛關注。構建政策不確定性指數以及通過不確定性指數來研究宏觀經濟政策不確定性對經濟主體行為的影響文獻較多，然而在規范的現代宏觀經濟模型框架下來研究政策不確定性的文獻稀少。本文嘗試在DSGE模型中植入區制轉換的貨幣政策和財政政策規則，對我國宏觀經濟政策不確定性效應進行分析，對不確定性如何影響經濟主體預期并改變經濟主體行為進行探討，從而提出政策當局應該如何做好政策的公眾溝通以及管理公眾預期的相關政策建議。

二、文獻綜述

1.關于貨幣政策和財政政策的組合搭配模式的理論與實證

均衡價格水平的財政決定理論的提出和發展是貨幣經濟學宏觀理論開始把財政政策提升到與貨幣政策相同研究地位的一個重要方面。Leeper(1991)在一個隨機最優模型中討論了各種主動、被動的貨幣政策和財政政策的組合搭配之后均衡的性質，發現主動的貨幣政策和被動的財政政策(李嘉圖區制)、主動的財政政策和被動的貨幣政策(非李嘉圖區制)兩種區制都有一個穩定根，一個非穩定根，故都有唯一的鞍點路徑均衡；被動的貨幣政策和被動的財政政策區制有兩個穩定根，存在不確定的多個鞍點路徑均衡；主動的貨幣政策和主動的財政政策區制有兩個非穩定根，不存在鞍點路徑均衡。Sims(1994)用一個簡單的模型來研究價格水平的決定和貨幣財政政策的互動，認為通脹的本質更應該是一種財政現象，而不是一種貨幣現象，通脹依賴于公眾對不可觀測的財政政策的信念。Woodford(2001)認為要實現物價穩定，不僅需要對合適的貨幣政策規則作出承諾，還需要對合適的財政政策規則作出承諾，李嘉圖等價并不意味著財政政策不重要，在李嘉圖區制下，由貨幣政策主導財政政策，貨幣政策決定物價水平，財政政策在既定的物價水平下達到財政預算平衡；在非李嘉圖區制下，由財政政策主導貨幣政策，財政政策在預算平衡條件下決定物價水平，貨幣政策根據既定的物價水平目標調整供給量。Bhattarai et al.(2014)研究了被動的貨幣政策和主動的財政政策、主動的貨幣政策和被動的財政政策等不同貨幣財政政策組合下的通脹動態。

理論上的貨幣財政政策搭配有李嘉圖區制和非李嘉圖區制兩種均衡可能，實際中的貨幣政策和財政政策究竟誰占主動引導地位，誰占被動配合地位，國內外學者均有相關實證研究。Canzoneri et al.(2001)認為李嘉圖區制在理論上的合理性并不比非李嘉圖區制弱，而且美國戰后數據顯示李嘉圖區制的合理性比非李嘉圖區制要強。Bhattarai et al.(2012)發現在前沃爾克時期，美國執行的是被動的貨幣政策和財政政策，因此均衡是不確定的；在后沃爾克時期，美國執行的是主動的貨幣政策和被動的財政政策。劉斌(2009)用帶有交迭世代特征的DSGE模型對貨幣政策、財政政策在物價水平決定中的作用和相互協調問題進行分析，發現我國執行的是主動的財政政策和被動的貨幣政策。張志棟等(2011)用MS-VAR檢驗我國財政政策和貨幣政策在價格決定中的作用區制，發現在1980—1997年，價格為貨幣政策主導，之后為財政政策主導。董秀良等(2013)采用狀態空間模型識別政策在價格決定中的作用區制，結果表明1982—1996年為貨幣決定區制，1997—2011年為財政決定區制。馬勇(2015)在開放經濟新凱恩斯DSGE框架下，對我國1992—2012年間的貨幣與財政政策組合范式進行實證分析，發現貨幣與財政政策組合總體上符合被動型貨幣政策和被動型財政政策。楊源源等(2017)發現在1996—2015年，我國財政政策具有明顯的逆周期相機操作特征，央行獨立性較低，貨幣調控主要遵循“被動配合型”操作范式。

2.關于貨幣政策和財政政策的交互影響機制及效應

Adam et al.(2008)研究了非承諾型財政政策和貨幣政策的非合作序貫博弈，發現缺乏財政承諾會產生過度公共支出，缺乏貨幣承諾會產生過高通脹，保守型中央銀行會注重穩定通脹，消除因貨幣財政承諾缺乏導致的穩態偏離。類承曜等(2007)構建了一個“財政-貨幣”博弈模型，證明了財政貨幣政策協調配合對于改進社會福利的重要性，認為無論是“囚徒困境”中過高的財政赤字和過低的貨幣發行量，還是“財政領導”時短期內的惡化，都不利于宏觀經濟穩定。朱軍(2014)用DSGE模型研究不同財政政策和貨幣政策規則的搭配效應，其中，貨幣政策規則有擴展的泰勒規則和貨幣供應量規則兩種，財政政策規則有連續支出規則、連續支出與相機抉擇的復合規則、相機抉擇與盯住通脹的復合規則、連續支出與控制債務的復合規則、連續支出與盯住通脹的復合規則五種。朱軍(2015)在動態新凱恩斯主義的框架下，比較了線性平滑稅、累進稅、稅收預算軟約束和稅收比例增長四種不同的稅收模式，發現稅收預算軟約束這種稅收模式更適合我國。朱軍(2016)通過構建含“持有國外債權貶值壓力”的開放經濟DSGE模型研究財政政策和貨幣政策的動態互動效應，發現財政政策對貨幣政策響應，貨幣政策對財政政策不響應。陳小亮等(2016)通過構建含有高債務和通縮特征的DSGE 模型，研究發現貨幣政策與財政政策協調(雙寬松)可以為財政政策創造空間并為貨幣政策節省空間，增強政策可持續性。洪昊等(2017)研究了勞動收入稅、資本收入稅型財政政策和貨幣政策協調機制對經濟的影響。

3.關于宏觀經濟政策不確定性指數

Baker et al.(2016)根據報紙上的新聞報道頻率構造了一個新的經濟政策不確定性(Economic Policy Uncertainty, EPU)指數，該指數運用文本分析方法度量主流新聞媒體對經濟政策變動的理解和預期，可以反映貨幣政策、財政政策等國家宏觀經濟政策整體的不確定性。Gulen et al.(2015)采用經濟政策不確定性指數，發現公司層面的資本投資與政策不確定性的總體水平顯著負相關。王紅建等(2014)以2003—2011年我國A股非金融類上市公司季度數據為樣本，研究經濟政策不確定性影響公司現金持有水平的具體作用機制及其經濟后果。李鳳羽等(2015)使用斯坦福大學和芝加哥大學聯合發布的國經濟政策不確定指數(1)該指數以香港最大的英文報紙《南華早報》(south china morning post，scmp)為分析對象，識別出該報紙每月刊發的有關我國經濟政策不確定性的文章，并將識別出的文章數量除以當月刊發的文章總數量，最終得到月度我國經濟政策不確定指數，具體的構建方法請查閱http://www.policyuncertainty.com/research.html。衡量我國經濟政策的不確定性，發現經濟政策不確定性的上升會對企業投資產生抑制作用。陳勝藍等(2017)使用經濟政策不確定性指數考察了2007—2013年我國A股市場中經濟政策不確定性對分析師盈余預測修正的影響。饒品貴等(2017)采用經濟政策不確定性指數，研究了我國經濟政策不確定性對企業投資和投資效率的影響。

4.MS-DSGE模型框架下的宏觀經濟政策不確定性

主流宏觀經濟學研究的貨幣政策、財政政策均為不變參數的政策規則，忽略了現實中政策當局的行為可能是變化的。在技術層面上，MS-DSGE模型是當前在經濟主體預期政策規則可能變化條件下研究宏觀經濟政策的可行框架。Davig et al.(2007)將單一區制下的泰勒準則(中央銀行的名義利率對通脹率的反應系數大于1才能穩定宏觀經濟)擴展到服從馬爾科夫過程的兩區制下的泰勒準則。Chung et al.(2007)設定貨幣財政政策組合變化存在兩個區制，研究發現經濟主體的決策規則中嵌入了未來政策組合變動的可能性，使貨幣和稅收沖擊都具有福利效應。Bianchi et al.(2017)分析了美國經濟在零利率下限沒有發生通縮的原因。若名義公共債務的平衡更多地依賴政府實際稅收的擴張，則會發生通縮；若名義公共債務的平衡更多地依賴通脹上升對實際債務的減免，則不會發生通縮。盡管零利率下限伴隨著名義公共債務的上升，但公眾預期名義公共債務的平衡很可能需要依賴通脹，通脹預期的產生使零利率下限的通縮沒有發生。袁靖(2015)構建了含財政政策和貨幣政策區制轉移特征的DSGE模型，考察了我國財政貨幣政策在不同時期的聯合動態效應。朱軍等(2016)總結了基于區制轉移模型的宏觀經濟政策研究動態。Farmer et al.(2011)開發了推導馬爾科夫區制轉換理性預期模型的最小狀態變量均衡的新方法。Maih(2015)提出了求解含區制轉換參數的DSGE模型的有效擾動法。在實際中有三種方法可以應用以實現脈沖結果，即單調映射法、最小狀態變量法或擾動法：Bi(2012)運用的是單調映射法，Mccallum(1983)、Farmer et al.(2011)、Cho(2016)運用的是最小狀態變量法，Maih(2015)運用的是擾動法。

綜上，學術界對貨幣政策和財政政策在宏觀調控中的聯合研究主要集中在均衡價格的決定機制(財政領導貨幣，還是貨幣領導財政)、財政貨幣組合的區制變化(MS-DSGE模型)、宏觀經濟政策不確定性(不確定性指數)、財政貨幣政策的交互效應和效率差異上。但將財政貨幣組合的區制變化植入DSGE模型，運用MS-DSGE模型的相關技術來分析經濟主體預期政策變化對宏觀經濟波動影響的文獻較少，個別中文文獻盡管涉及MS-DSGE模型，但在宏觀政策不確定性效應的分析上還是有所欠缺，對我國財政貨幣政策的特殊性考慮不足。

本文的可能貢獻在于：(1)從歷年國務院政府工作報告中總結財政貨幣政策組合變動的規律，從中提取適合馬爾科夫區制轉換的政策組合變動的樣本區間；(2)在理性預期視角下討論宏觀政策不確定性效應，MS-DSGE模型將政策不確定性因素植入經濟主體的預期信息集，經濟主體對未來政策不確定性的概率分布有明確的一致信念，而這種信念對經濟行為的影響是計量實證中的不確定指數無法刻畫的；(3)用可行性強的便于操作實現的Maih(2015)開發的RISE工具包，有助于MS-DSGE模型的推廣使用，可彌補主流學術界運用的不變參數DSGE模型不能刻畫某些參數變化效應的不足。

三、理論模型

本文借鑒Bhattarai et al.(2014)的做法，在一個標準的新凱恩斯模型中引入政府部門。與之不同的是，本文將政府預算約束另寫為財政政策兩大常見重要指標——政府負債率(2)政府債務余額與GDP的比值，對財政擴張有約束和限制作用，國際警戒線為60%，源于1991年簽訂的《歐洲聯盟條約》，即《馬斯特里赫特條約》(簡稱“馬約”)，并成為其他歐盟國家加入歐元區必須達到的重要標準，包括我國在內的一些國家的財政政策也遵循此國際慣例。、政府赤字率(3)財政赤字與GDP的比值，是衡量財政政策積極程度的重要指標，國際警戒線為3%，來源同上。。考慮到宏觀經濟政策的目標是經濟增長和物價穩定，將財政政策規則另寫為政府赤字率對政府負債率、通脹缺口、產出缺口的反饋方程，將貨幣政策規則另寫為名義利率對通脹缺口、產出缺口的反饋方程，財政政策和貨幣政策均考慮政策平滑(4)國務院政府工作報告經常提及“保持宏觀經濟政策的連續性和穩定性”，故政策平滑設定更符合現實情況。。本文在上述理性預期框架下考慮服從馬爾科夫區制轉換的財政貨幣政策組合，具體體現在貨幣政策對通脹的態度和財政政策對政府債務的態度不是固定不變的，而是有一個馬氏鏈的聯合概率分布，用以研究經濟主體對宏觀經濟政策的不確定性產生理性預期后的政策效果。

(一)家庭

同質家庭選擇序列[

Ct,Bt,Nt,Dt+1

}來最大化其終生效用：

(1)

約束條件為：

PtCt+Bt+Et[

Qt,t+1Dt+1

]=Rt-1Bt-1+Dt+WtNt+Πt-PtTt+PtSt

(2)

其中，Ct代表消費，Nt代表勞動時間，Pt代表價格水平，Bt代表單期無風險名義政府債券的量，Rt代表總的名義利率，Wt代表名義工資率，Πt代表中間廠商的利潤，Tt代表政府稅收，St代表政府轉移支付，φ表示勞動供給的弗里希彈性的倒數，dt表示跨期偏好沖擊，家庭在t期以價格Qt,t+1購買單期的狀態依存名義證券Dt+1。

(二)廠商

完全競爭廠商用中間產品Yt(i)生產最終產品Yt，生產技術為不變替代彈性(CES)技術：

(3)

其中，θ(>1)表示中間產品的替代彈性。最終消費品對應的價格指數為：

(4)

其中，Pt(i)是中間產品Yt(i)的價格，對中間產品Yt(i)的最優需求為：

(5)

壟斷競爭廠商用生產函數Yt(i)=atNt(i)生產中間產品。其中，Nt(i)表示廠商i雇傭的勞動時間，at表示外生的勞動生產率。價格是粘性的，一個廠商在每期以概率1-α調整它的價格Pt(i)來最大化未來利潤的貼現值：

(6)

(三)政府

每一期，政府征收一次總量稅Tt和發行單期名義債券Bt為當期的政府購買Gt、政府轉移支付St和到期的上一期發行的名義債券本息Rt-1Bt-1提供融資，由此，政府預算約束的現金流等式為：

(7)

(8)

貨幣政策和財政政策均用簡單規則刻畫，貨幣當局通過調整名義利率對預期通脹缺口(5)郭豫媚等(2018)、尚玉皇等(2018)、金春雨等(2018)等對考慮產出缺口的預期有異議，但都一致考慮了對預期通脹的反應。、產出缺口進行政策反饋，財政當局通過調整政府赤字率對政府負債率、產出缺口進行政策反饋，貨幣政策和財政政策均考慮政策平滑，保持宏觀經濟政策的連續性和穩定性。

貨幣政策規則表現為：

(9)

(10)

(11)

式(9)中的名義利率對預期通脹缺口的正向反饋系數φπ(st)、式(11)中政府赤字率對政府負債率的負向反饋系數ψb(st)由所處經濟狀態st決定，每種經濟狀態對應一個特定的財政貨幣政策組合，st∈[

1,2,…,n

}服從n個狀態的馬爾科夫區制轉換，pij=prob(

st+1=j|

st=i

)是t時刻i狀態轉移至t+1時刻j狀態的概率。之所以分別用φπ(st)、φb(st)這兩個反饋系數的時變性來反映貨幣當局、財政當局的政策取向，是因為就長期而言，貨幣當局的核心職責(主目標)是物價穩定(7)《中國人民銀行法》明確規定，我國貨幣政策目標是：“保持貨幣幣值穩定，并以此促進經濟增長。”，財政當局的核心職責(主目標)是財政收支平衡(8)國務院政府工作報告多次提到，實施積極的財政政策是特定條件下采取的特定政策，長期而言仍要堅持財政收支平衡。，這兩個反饋系數的變化更能體現政策基調的變化。

本文假設理性經濟主體對未來宏觀經濟政策不確定性形成這樣的預期：經濟狀態st的取值范圍為[

1,2

}。狀態1對應積極的財政政策ψb(st=1)和適度寬松的貨幣政策φπ(st=1)，p11表示當期為狀態1，下期也為狀態1的概率，1-p11表示當期為狀態1，下期為狀態2的概率，1/

(1-p11)為狀態1的預期持續時間。狀態2對應積極的財政政策ψb(st=2)和穩健的貨幣政策φπ(st=2)，p22表示當期為狀態2，下期也為狀態2的概率，1-p22表示當期為狀態2，下期為狀態1的概率，1/

(1-p22)為狀態2的預期持續時間。因為狀態1和狀態2都對應積極的財政政策，積極的財政政策下政府赤字率對政府負債率的負向反饋系數較小，所以設定ψb(st=1)=ψb(st=2)=ψb。因為狀態1對應適度寬松的貨幣政策，狀態2對應穩健的貨幣政策，前者的名義利率對預期通脹缺口的正向反饋系數較小，后者的名義利率對預期通脹缺口的正向反饋系數較大，所以設定φπ(st=1)<φπ(st=2)。

(四)對數線性化

IS曲線:

(12)

新凱恩斯菲利普斯曲線:

(13)

貨幣政策規則:

(14)

財政政策規則:

(15)

政府預算約束:

(16)

通脹目標:

(17)

設定非政策沖擊服從平穩的AR(1)過程：

(18)

(19)

式(12)—(19)為最終的線性化的含馬爾科夫區制轉換參數的新凱恩斯DSGE模型。除了名義利率對通脹缺口的正向反饋系數φπ(st)服從馬爾科夫區制轉換外，其他參數均為不變參數。

四、實證分析

一些學者采用部分參數(包括政策參數和波動率參數)服從馬爾科夫區制轉換的DSGE模型(以下簡稱MS-DSGE模型)來分析可變的政策規則和可變的波動率情形，可惜模型求解和參數估計代碼并未公開，只提供了部分算法，這使得MS-DSGE方法的普及受到很大的限制，并未得到有效推廣。為此，Maih(2015)開發了RISE(10)RISE(Rationality In Switching Environments)是面向對象的MATLAB工具箱，用來求解和估計非線性區制轉移動態隨機一般均衡模型(RS-DSGE模型)。值得注意的是，RISE并沒有像dynare那樣系統完整的用戶手冊(User Guide)，需要根據例子(examples)自行摸索操作規律。軟件，其與dynare軟件功能類似，只不過前者可以處理部分參數服從馬爾科夫區制轉換的情形，而后者只能處理所有參數均為不變參數的情形。本文實證分析中的模型求解和參數估計均采用RISE軟件。

(一)政策組合區制和樣本區間的選擇

本文的理論模型部分對當前和未來的財政貨幣政策的兩種可能組合設定為：積極的財政政策和穩健的貨幣政策、積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策。這里對政策組合的可能區制和實證分析的樣本區間的選擇做進一步說明。1995年，國務院政府工作報告首次明確提出當年財政政策和貨幣政策的取向，對當年的政策組合與公眾進行溝通，但對下一年及之后年份的政策組合卻沒有任何說明，因而存在公眾對下一年及之后年份的宏觀經濟政策不確定性。表1是1995—2017年的財政政策和貨幣政策實際取向及經濟增長、物價上漲的實際情況。

從表1可知，宏觀政策組合的區制變化有五段歷史時期。1995年，因經濟增速較快，而通貨膨脹嚴重，宏觀調控的首要任務是抑制通貨膨脹，宏觀政策組合的區制為適度從緊的財政政策和貨幣政策，一直持續到1997年。1998年發生了亞洲金融危機和國內特大洪澇災害，為了擴大內需，宏觀政策組合的區制為積極的財政政策和穩健的貨幣政策，一直持續到2004年。2005年，因通脹出現抬頭的趨勢，宏觀政策組合的區制為穩健的財政政策和貨幣政策，一直持續到2007年。2008年突然爆發了國際金融危機，宏觀政策組合區制為積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策，一直持續至2010年。2011年，因通脹出現抬頭的跡象，宏觀政策組合區制為積極的財政政策和穩健的貨幣政策，一直持續到2017年。

通過對宏觀調控歷史的梳理，1995—1997年適度從緊的財政政策和貨幣政策區制轉向1998—2004年積極的財政政策和穩健的貨幣政策區制是因為1998年的亞洲金融危機和國內特大洪澇災害，這種突發的事件不在經濟主體基于經濟基本面的理性預期范圍內，不適合作為研究宏觀政策不確定性的樣本區間。

1998—2004年積極的財政政策和穩健的貨幣政策區制轉向2005—2007年穩健的財政政策和貨幣政策區制是因為經濟增速過快，通脹率較高，在經濟基本面的支撐下，經濟主體會產生理性預期，但這種區制轉換是一個單向的，不是雙向的，不具有可逆性。穩健的財政貨幣政策區制本來計劃在2008年轉向穩健的財政政策和適度從緊的貨幣政策，基于經濟基本面分析在穩健的財政貨幣政策區制下不會有回到積極的財政政策和穩健的貨幣政策區制的可能性，因而無法使用馬爾科夫區制轉換策略。2005—2007年穩健的財政政策和貨幣政策區制轉向2008—2010年積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策區制是因為2008年的國際金融危機，這是一種突發事件，不在經濟主體基于經濟基本面的理性預期范圍內，不適合作為研究宏觀政策不確定性的樣本區間。

表1宏觀政策取向與宏觀經濟表現(單位:%)

年份財政政策貨幣政策經濟增長物價上漲1995適度從緊適度從緊1117.11996適度從緊適度從緊9.98.31997適度從緊適度從緊9.22.81998積極穩健7.8-0.8 1999積極穩健7.7-1.4 2000積極穩健8.50.42001積極穩健8.30.72002積極穩健9.1-0.8 2003積極穩健101.22004積極穩健10.13.92005穩健穩健11.41.82006穩健穩健12.71.52007穩健穩健14.24.82008積極適度寬松9.75.92009積極適度寬松9.4-0.7 2010積極適度寬松10.63.32011積極穩健9.55.42012積極穩健7.92.62013積極穩健7.82.62014積極穩健7.322015積極穩健6.91.42016積極穩健6.722017積極穩健

2008—2010年積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策區制轉向2011—2017年的積極的財政政策和穩健的貨幣政策是因為通脹率有抬頭的跡象，因而有經濟基本面的支撐，經濟主體會產生理性預期，而且在當前積極的財政政策和穩健的貨幣政策區制下，有回到積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策區制的可能性。這是因為經濟發展新常態下為實現經濟增速目標和就業目標，積極的財政政策取向難以改變，當前的通脹率完全處于可控的范圍，未來有足夠的動機實施短期的適度寬松貨幣政策，這種有互相轉換可能的雙區制適合采用馬爾科夫區制轉換策略在理性預期視角下進行宏觀政策的不確定性研究。因此，本文的樣本區間選擇為2008—2017年，恰好覆蓋積極的財政政策和穩健的貨幣政策、積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策兩種組合。

(二)可觀測變量的設定

(三)參數的校準和貝葉斯估計

① 整個數據期間，由于1月份數據缺失，2008—2012年，1月份的工業增加值用1—2月份的工業增加值累計減去2月份的工業增加值得到。從2013年開始，1—2月份工業數據一起調查，一起發布，不再單獨發布2月份當月數據，用2002—2012年的2月份占1—2月份工業增加值比率的平均值近似倒推2月份當月數據。

② 有負數的情況下不能用census x12和x11季節調整法。

表2 待估參數先驗信息及后驗信息

注:待估參數先驗信息的上下四分位數之間的概率均為0.9。

運用RISE軟件自帶的含馬爾科夫區制轉換參數的DSGE模型的貝葉斯估計程序，得到待估參數的貝葉斯估計結果，見表2后兩列。

從表2可知，待估參數的后驗眾數和初值設定沒有顯著背離，且后驗眾數的標準差普遍控制在合理范圍，因此待估參數的先驗設置比較合理。本文以待估參數的后驗眾數作為最終的估計值。根據貝葉斯估計結果，積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策(狀態1)持續概率0.9756，持續時間約41個月；積極的財政政策和穩健的貨幣政策(狀態2)持續概率0.9899，持續時間約99個月。后驗估計值與先驗設定值很接近，說明參數設定沒有顯著偏離實際。此外，貨幣政策的平滑系數后驗估計值為0.6823，意味著當期貨幣政策保持上期的政策比重為68.23%；財政政策的平滑系數后驗估計值為0.3587，意味著當期財政政策保持上期政策的比重為35.87%。以上數據說明我國貨幣政策的連續性和穩定性強于財政政策。

(四)MS-DSGE模型的求解及宏觀政策不確定性的預期效應剝離

根據校準的參數和貝葉斯估計的參數，運用RISE軟件自帶的MS-DSGE模型求解程序，得到狀態1(積極財政+適度寬松貨幣)、狀態2(積極財政+穩健貨幣)下的解，從而可得相應脈沖圖。

本文假定現實中的經濟主體對宏觀經濟政策不確定性有理性預期，也就是說MS-DSGE模型的解是對真實經濟系統變動規律的刻畫。用反事實分析(counterfactual analysis)方法求解每種狀態下對應的不變參數的DSGE的解，這是我們假定經濟主體一旦處于某種狀態，就認定該狀態長久不變，對未來沒有政策不確定性預期下的經濟系統變動結果。然后基于每種狀態下的有政策不確定性預期的MS-DSGE模型的脈沖響應圖和對應狀態下的無政策不確定性預期的DSGE模型的脈沖響應圖做比較分析，就可判斷在每種隨機沖擊下，政策不確定性預期對宏觀經濟變量變動的影響，從而剝離出政策不確定性預期效應。

根據校準的參數和貝葉斯估計的參數，為了規避和RISE具體算法上的誤差，運用RISE軟件自帶的不變參數DSGE模型求解程序，得到無政策不確定性預期條件下的狀態1(積極財政+適度寬松貨幣)、狀態2(積極財政+穩健貨幣)下的解，從而求得相應脈沖圖。

需要特別說明的一點是：在狀態1下，若模型為不變參數情形，φπ等于0.99(<1)，即名義利率對通脹反應略有不足，通脹率上升1個百分點，名義利率上升不足1個百分點，實際利率仍在下降，會進一步刺激通脹率上升，出現宏觀經濟學中通脹的自我實現(self fulfilling)。理性預期差分方程不滿足BK條件，此時模型不存在唯一的均衡解，因此無法通過dynare或者RISE軟件求解或計算脈沖圖。一般認為這種情況經濟波動會比較大，而且不受控制，難以預測，經濟政策應該盡可能避免出現這種情況。

然而，在狀態1下，若模型為MS參數情形，盡管當期的φπ等于0.99(<1)，接近1，且公眾對未來φπ等于1.54(>1)有一定的概率預期(1-p11=2%)，因此會在很大程度上抵消掉通脹的自我實現機制，此時模型存在唯一的均衡解，可以通過RISE軟件求解和計算脈沖圖。政策啟示是：如果當期貨幣政策不得不寬松到暫時放棄名義利率對通脹率的足夠反應(φπ>1)，就應該做好充足的政策公眾溝通，讓公眾明白貨幣寬松不會持續很久，未來有緊縮可能，以此減緩貨幣放水帶來的過量通脹或其他經濟變量超量波動。

在狀態2下，不論模型為MS參數情形還是不變參數情形，均存在唯一的均衡解，φπ等于1.54(>1)，名義利率對通脹反應較強，就算MS參數下未來存在一定的概率(1-p22=1%)會變成φπ等于0.99(<1)，但預期央行放松通脹管控的概率極低(僅為1%)，幅度極小(僅為0.001),因此并不改變公眾對通脹可控的理性預期行為。

由以上分析，我們可計算兩種狀態下的MS參數情形下的脈沖響應圖，狀態2下的不變參數情形下的脈沖響應圖。在狀態2下，用MS參數情形下的脈沖響應減去不變參數情形下的脈沖響應，衡量的是剝離后的不確定性預期導致的脈沖純響應。限于篇幅，僅解釋有明顯差異的脈沖響應圖，以便于比較分析。狀態1下的不變參數情形由于不滿足BK條件，不存在唯一均衡，因而無法計算其解及脈沖響應，也無法與狀態1下的MS參數情形可比。

(五)對狀態2下的脈沖響應比較圖的分析

由模型的解可計算狀態2下的脈沖響應比較圖。本文對狀態2下的MS-DSGE模型與不變參數DSGE模型的各種沖擊響應進行比較，若沖擊響應相同，則略過不予分析；若沖擊響應不同，則分析某一狀態下MS-DSGE模型與不變參數DSGE模型的脈沖響應差值，從而剝離出預期宏觀政策不確定性對某一沖擊響應的影響。本文對所有沖擊的響應時間范圍統一設定為沖擊發生后的40個月。

1.貨幣政策沖擊

如圖1所示，在狀態2(當前貨幣政策穩健)，預期宏觀政策不確定性(未來貨幣政策可能適度寬松)與貨幣政策保持穩健相比，名義利率上升，會使前12個月的名義利率上升更少；會使前2個月的產出缺口下降更多，之后的10個月產出缺口下降更少，前者幅度大于后者；會使前2個月的政府負債率上升更多，之后38個月的政府負債率上升更少，前者幅度大于后者；會使前3個月的通脹率下降更多，之后的8個月通脹率下降更少，前者幅度大于后者；會使前3個月的政府赤字率上升更多，之后9個月的政府赤字率上升更少，前者幅度大于后者。綜合來看，MS情形下名義利率波動變小了，但短期內會增大產出缺口、政府負債率、通脹率、政府赤字率的波動，雖然長期內這種擴大波動的效應會得到部分緩釋。因此，如果央行決意采取偏緊的貨幣政策，但沒有足夠的承諾和溝通讓公眾信服其政策取向，使公眾存在未來可能會寬松的僥幸心理，那么在貨幣政策沖擊下，央行穩定宏觀經濟及政府債務的目的就會打折扣，要想實現偏緊的政策目標，應該第一時間明確向公眾發送堅定信號，使公眾在偏緊的不變參數情形下活動，而不會存在未來政策可能放松的僥幸預期。就算公眾事后可以通過不斷調整和修正預期來慢慢相信央行的偏緊立場，調整成本、時間成本以及之前錯誤判斷的沉默成本也會使政策初衷有所損失。偏緊貨幣政策立場的可信度的不完全性會增大貨幣政策沖擊帶來的宏觀波動。

圖1狀態2下貨幣政策沖擊的脈沖響應差(MS-CS)

注:MS代表馬爾科夫區制轉換參數，CS代表不變參數，R代表名義利率，Y代表產出缺口，b代表政府負債率，pi代表通脹率，tau代表政府赤字率。

2.財政政策沖擊

在狀態1和狀態2下，財政政策均為積極的財政政策，預期宏觀政策不確定性只存在于貨幣政策，在狀態1下為適度寬松貨幣政策，在狀態2下為穩健貨幣政策，因此財政政策沖擊對政府赤字率、政府負債率的影響不受貨幣政策不確定性預期的干擾。財政政策沖擊對名義利率、通脹率、產出缺口沒有影響。

3.技術進步率的負向沖擊

和財政政策沖擊一樣，技術進步率的負向沖擊對名義利率、通脹率、產出缺口沒有影響，只影響政府赤字率、政府負債率，且不受貨幣政策不確定性預期的干擾。

4.通脹目標沖擊

如圖2所示，在狀態2(當前貨幣政策穩健)，預期宏觀政策不確定性(未來貨幣政策可能適度寬松)，與貨幣政策保持穩健相比，通脹目標上升，會使前18個月的名義利率上升更多；會使前2個月的產出缺口上升更多，之后16個月的產出缺口上升更少，前者幅度大于后者；會使前3個月的政府負債率下降更多，之后的37個月政府負債率下降更少，前者幅度大于后者；會使前3個月的通脹率上升更多；會使前3個月的政府赤字率下降更多，之后15個月政府赤字率下降更少，前者幅度大于后者。綜合來看，MS情形下名義利率和通貨膨脹率波動變大了，短期內會增大產出缺口、政府負債率、政府赤字率的波動，雖然長期內這種擴大波動的效應會得到部分緩釋。因此，如果央行決意采取偏緊的貨幣政策，但沒有足夠的承諾和溝通讓公眾信服其政策取向，使公眾存在一些未來可能會寬松的僥幸心理，那么在通脹目標沖擊下，央行穩定宏觀經濟及政府債務的目的就會打折扣，要想實現偏緊的政策目標，應該第一時間明確向公眾發送堅定信號，使公眾在偏緊的不變參數情形下活動，而不會存在未來政策可能放松的僥幸預期。就算公眾事后可以通過不斷調整和修正預期來慢慢相信央行的偏緊立場，調整成本、時間成本以及之前錯誤判斷的沉默成本也會使政策初衷有所損失。偏緊貨幣政策立場的可信度的不完全性會增大通脹目標沖擊帶來的宏觀波動。

圖2狀態2下通脹目標沖擊的脈沖響應差(MS-CS)

注:MS代表馬爾科夫區制轉換參數，CS代表不變參數，R代表名義利率，Y代表產出缺口，b代表政府負債率，pi代表通脹率，tau代表政府赤字率。

5.自然利率沖擊

如圖3所示，在狀態2(當前貨幣政策穩健)，預期宏觀政策不確定性(未來貨幣政策可能適度寬松)，與貨幣政策保持穩健相比，自然利率上升，會使前12個月名義利率上升更少；會使前2個月的產出缺口上升更少，之后的16個月的產出缺口上升更多，前者幅度大于后者；會使前4個月的政府負債率下降更少，之后36個月下降更多，前者幅度大于后者；會使前3個月的通脹率上升更少，之后9個月通脹率上升更多，前者幅度大于后者；會使前4個月的政府赤字率下降更少，之后12個月的政府赤字率下降更多，前者幅度大于后者。綜合來看，MS情形下名義利率波動變小了，短期內也減小了產出缺口、政府負債率、通脹率、政府赤字率的波動，雖然長期內這種減小波動的效應會得到部分逆轉。因此，在自然利率沖擊下，不完全承諾的偏緊貨幣政策立場會緩解自然利率沖擊帶來的宏觀波動。這一結論與在貨幣政策沖擊下和通脹目標沖擊下的結論是背離的。因為自然利率沖擊是經濟中的真實變量沖擊，而貨幣政策沖擊及通脹目標沖擊是經濟中的名義變量沖擊。

綜上，在財政政策積極的前提下，若當前貨幣政策處于穩健的狀態2，貨幣政策在適度寬松和穩健兩種狀態中切換的不確定性會影響到貨幣政策沖擊、通脹目標沖擊、自然利率沖擊對各個宏觀經濟變量的影響，但不會影響到財政政策沖擊、技術進步率的負向沖擊對各個宏觀經濟變量的影響。可見，若經濟主體對宏觀政策不確定性產生理性預期后，的確會改變自身經濟行為，以謀求效用最大化。若當前執行的是適度寬松的貨幣政策(狀態1)，但中央銀行對未來貨幣政策穩健取向做一定概率的承諾或溝通，則經濟主體對未來執行的是否也是適度寬松的貨幣政策就存在不確定性(由于有穩健貨幣政策(狀態2)的可能，MS參數情形下的確定性均衡是存在的)；如果央行缺乏必要的對未來貨幣政策可能穩健的公眾溝通，而恰好公眾又一致認為寬松會持續較長時間，那么此種不變參數情形下的均衡是不確定的，經濟波動容易陷入不可控且不可測的政策尷尬境地。若當前執行的是穩健的貨幣政策，但中央銀行并未對未來貨幣政策取向做承諾或溝通，則經濟主體對未來執行的是否也是穩健的貨幣政策就存在疑問。由于有適度寬松貨幣政策的可能，這時會放大貨幣政策沖擊、通脹目標沖擊等名義變量沖擊帶來的宏觀波動，而會減小自然利率這一真實變量沖擊帶來的宏觀波動，此時的央行是否需要在當前穩健政策背景下溝通未來放松政策取向，取決于現實經濟中的沖擊來源是貨幣政策沖擊、通脹目標沖擊等名義變量沖擊為主，還是以自然利率這一真實變量沖擊為主。若是前者，則溝通未來政策符合不變參數情形；若是后者，則溝通未來政策符合MS參數情形。在理性預期框架下，宏觀政策不確定性會顯著影響政策效果和經濟波動。中央銀行應密切關注市場對政策預期的變化，并及時做好相關政策承諾或政策溝通，將經濟主體對未來政策不確定性的預期降到最低，以提升政策效果，實現精準調控，穩定由政策層面帶來的經濟波動。

圖3狀態2下自然利率沖擊的脈沖響應差(MS-CS)

注:MS代表馬爾科夫區制轉換參數，CS代表不變參數，R代表名義利率，Y代表產出缺口，b代表政府負債率，pi代表通脹率，tau代表政府赤字率。

五、結論

本文在新凱恩斯模型中引入政府部門，設定財政政策規則和貨幣政策規則的核心參數服從馬爾科夫區制轉換，構建MS-DSGE模型，從而在理性預期框架下分析宏觀政策的不確定性效應。將MS-DSGE模型應用到我國的實際情況，通過對歷年財政貨幣政策不同組合的總結分析，認為2008—2017年存在兩種組合，且未來一段時間也存在這兩種組合：積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策，積極的財政政策和穩健的貨幣政策。基于RISE軟件對MS-DSGE模型進行參數估計和求解，與用于反事實分析的不變參數DSGE模型的脈沖響應進行比較，剝離出經濟主體預期宏觀政策不確定性對各類沖擊效果的影響，結果發現宏觀政策不確定性會顯著影響貨幣政策沖擊、通脹目標沖擊和自然利率沖擊的效果。

在主流經濟學中，當前分析宏觀政策的DSGE模型普遍考慮的是不變參數情形，認為政策規則一旦確定，就會長期保持不變。然而，現實中政策當局的政策取向會隨著經濟環境的變化做出適當調整，政策規則可能不是線性的。經濟主體通過對政策歷史的考察、學習和總結，會對未來政策取向的概率分布有一個理性預期。這種宏觀政策不確定性會在理性預期框架下對經濟主體基于效用最大化做出的經濟決策和行為產生影響，從而改變政策當局基于不變參數DSGE模型所做的政策效果預測，影響宏觀調控的精準性。為了減輕經濟主體對未來宏觀政策不確定性的預期，政策當局應及時對未來宏觀政策的取向做出承諾或有效溝通，在預期管理到位的情況下，從而實現對宏觀經濟的精準調控。具體政策建議為：若當前不得不在短期內采取寬松貨幣政策，應及時向公眾溝通或承諾未來經濟出現好轉等跡象后適時采取穩健貨幣政策取向的計劃，以減緩寬松政策帶來的經濟變量超調和經濟過量波動。若當前貨幣政策處于穩健狀態，是否需要溝通未來政策放松取向，取決于現實經濟中的沖擊來源是貨幣政策沖擊、通脹目標沖擊等名義變量沖擊為主，還是以自然利率這一真實變量沖擊為主。若是前者，則溝通未來政策符合不變參數情形；若是后者，則溝通未來政策符合MS參數情形。