表明，财政波动性与经济的关系会受到一国经济发展水平的影响，在经济发展水平较低的国家或穷国，财政波动性与经济增长之间呈负相关关系，而在经济发展水平较高的国家或富国，二者之间的这一关系并不显著。Aghion et al． ( 2010) 指出，政策波动性的作用受到金融发展程度的影响，金融发展程度较高的国家更有可能抵御政策波动性的负作用。Fatas ＆ Mihov( 2007) 、Chong ＆ Gradstein( 2006) 等认为，在制度环境不同的国家里，财政政策波动性所产生的影响也可能存在差异。由此可见，政策波动性的影响可能因一国经济现实特征的不同而不同。梳理关于财政政策波动性的文献不难看出，已有研究存在较多不足和改进空间: 第一，已有文献主要侧重财政政策波动性在宏观层面的影响，主要关注财政政策波动性对经济增长的影响，忽视了宏观经济影响的微观基础，宏观影响的微观机理不清楚。Chong ＆ Gradstein( 2006) 指出，宏观数据往往是多种因素综合作用的结果，很难分离各变量之间的影响，波动性和增长都受到一些缺失变量的驱动，致使很多研究结论的可信度和稳健性不高。第二，已有研究多以美国、OECD 和 EU 国家为样本，缺少来自中国及转型国家的经验证据，这些国家在经济发展水平、金融发展、制度建设等方面存在与发达国家完全不同的特点，根据 Fatas ＆ Mihov( 2007) 及 Aghion et al． ( 2010) 等可知，依据发达国家得到的经验证据并不一定适用于中国和转型国家。Agnello ＆ Sousa( 2009) 指出，不同国家政治、经济结构存在很大差异，无法从一个国家的研究结论去推断另一个国家的情况，即使在OECD 范围内较相似的国家，其预算、央行、选举法、集中度、政治稳定性等方面也存在很大差异。第三，中国目前关于财政政策波动性管理的研究文献较缺乏且未从财政政策波动性影响的视角研究财政规则。同时，国内关于财政政策波动性的文献尚属空白。与已有文献相比，本文的贡献主要体现在以下方面: 第一，纳入政策波动性，构建适合中国现实的财政政策运动方程，定量估算中国季度平均税率，从而测度中国财政政策波动性，识别中国财政政策波动性冲击; 第二，考虑到不同经济变量之间错综复杂的交互作用，为了尽可能贴近现实地模拟经济系统的真实状况，本文扩展已有文献的 DSGE 模型，引入开放条件及金融摩擦机制来研究财政政策波动性的宏观影响及微观机理，且考虑开放条件与金融摩擦机制在政策波动性视角下的作用。第三，在 DSGE 模型框架下引入金融摩擦等机制。2008 年国际金融危机前，主流宏观经济模型不包含金融中介，倾向于将金融机构看作储户与贷款者之间的桥梁，而不是追求利润、对整体经济具有影响力的企业。米什金( 2010) 指出，2008 年国际金融危机后，金融摩擦应该被置于宏观经济分析的前沿和核心。金融摩擦具有放大负面经济冲击、使冲击持久的作用。Gertler ＆ Karadi( 2011) 认为，经济中的外生冲击会对银行净资产产生作用，从而影响整个经济的信贷总量，最终放大经济系统对于微小的负面冲击的反应。许伟和陈斌开( 2009) 发现，在模型中加入银行信贷决策过程对解释中国经济波动具有较好的效果。第四，本文根据中国数据校准参数，能更合理和有效模拟中国财政政策波动性的影响，提供来自中国的新经验证据。① 第五，本文在引入政策波动性冲击的 DSGE 框架下，从财政政策波动性影响视角分析财政规则影响和选择问题，提供关于财政规则的新证据，能够为政策调控提供新的决策依据。本文结构安排如下: 第二部分构建纳入时变波动性的财政政策运动方程，估算中国季度劳动税和资本税平均税率，并测度中国财政政策波动性，识别财政冲击与财政波动性冲击; 第三部分构建开放条件下纳入时变政策波动性与金融摩擦等特征的 DSGE 模型; 第四部分利用中国数据进行参数校准，模拟分析中国财政波动性的宏观影响与微观机理; 第五部分在 DSGE 模型框架下，从财政政策波动性影响的视角讨论财政规则选择问题; 最后是结论与政策建议。221王立勇、纪 尧: 财政政策波动性与财政规则: 基于开放条件 DSGE 模型的分析① 与发达经济体相比，中国财政政策存在许多不同特征，如明显的生产性、政府投资性支出与消费性支出差异显著、金融市场发展不完备等，国外研究结论和模型结果不适用于中国。二、纳入波动性的财政政策运动方程与波动测度( 一) 纳入时变波动性的财政政策运动方程目前关于财政政策波动性的测度方法主要包括: 第一，利用财政变量建立自回归模型，将模型残差的标准差作为政策波动性测度指标。第二，利用财政变量或周期性成分的标准差作为政策波动性测度指标。第三，采用 GARCH 模型测度政策波动性。然而，以上方法得到的政策波动性不仅体现了政策波动，还包括经济周期因素，存在夸大政策波动性的可能。出于这一原因，有文献引入非时变财政政策反应函数，将模型残差作为政策波动性的测度。该方法测度的政策波动性具有明确含义，是指与经济周期无关，完全是政府偏离宏观调控目标的随意调控而导致的政策波动性( 王立勇和纪尧，2015) 。进一步地，Fernández-Villaverde et al． ( 2015) 将时变性引入政策反应函数的扰动项。该文献指出，财政政策反应函数的方差及扰动项分布的方差共同构成政策波动性，运用该方法测度的政策波动性性能较好，能够合理描述现实情况。Fernández-Villaverde et al． ( 2011) 指出，此类设定较上述 GARCH 等模型的优势在于，能够精确区分政策波动性冲击与政策冲击之间的差异，准确估算波动性规模。为了更加准确、合理测度中国财政政策波动性，本文将借鉴 Fernández-Villaverde et al． ( 2015) 的方法，引入方差时变模型进行测度。在运用该方法时，重点是确定模型中所包含的变量，而这些变量的确定需要考虑一国财政政策调控实践。根据中国财政政策的调控实践，政策调整主要依据经济景气状况进行，即主要依据产出缺口的变化来选择财政调整方向和力度。同时，也会考虑到政策的连续性和可持续性。需要注意的是，在使用该方法时，不可照搬国外已有的研究结论。国外同类文献，如 Forni et al． ( 2009) 、Leeper et al． ( 2010) 及 Fernández-Villaverde et al． ( 2015) 等，均假设财政规则根据产出缺口及政府未偿还债务余额进行调整。然而，国内研究发现，根据产出缺口及政府未偿还债务余额进行调整的财政规则对现实的提前一期预测能力不如根据产出缺口及赤字占总产出的比例进行调整的财政规则( 张佐敏，2014) 。张佐敏( 2014) 指出，由于《中华人民共和国预算法》规定地方政府必须量入为出，保持年度预算平衡，而相比政府未偿还债务，赤字是一个更容易被公众观测的指标。特别是 1993 年地方政府发行债券被叫停，地方政府债务隐形化后，财政赤字对政府行为形成更大的约束。出于以上考虑，本文假设中国的财政规则根据产出缺口及赤字占总产出的比重进行调整，该规则具有一定的连续性和可持续性，符合中国的宏观调控实践。本文取以下形式的财政规则，并将其定义为基准财政规则:xt－ x = ρx( xt －1－ x) + φx，y( ln yt －1－ lny) + φx，ddeft －1yt －1－def( )y+ exp( σx，t) εx，t，εx，t～ N( 0，1) ( 1)σx，t= ( 1 － ρσx) σx+ ρσxσx，t －1+ ( 1 － ρ2σx)0. 5ηxμx，t，μx，t～ N( 0，1) ( 2)( 1) 式为财政政策反应函数，本文将时变波动性引入财政政策以更好描述在不同时点的政策特征。其中，xt为财政政策工具，如政府支出占总产出的比例 gt。同时，为了提高本文研究的稳健性，我们也估算了税收的波动性，包括劳动税和资本税，则此时 xt表示劳动税平均税率τl，t、资本税平均税率τk，t，x 为财政变量的均值，yt为产出，deft － 1为上一期政府赤字。( 2) 式描述了财政政策反应函数中波动性的运动方程，本文假定波动性冲击服从一阶自回归过程。εx，t表示财政政策水平冲击，μx，t为财政政策波动性冲击。( 二) 数据处理与指标测算本文采用 2003 年第一季度到 2017 年第四季度的数据对财政波动性进行测度，以便进一步分析财政政策波动性对各经济变量的短期影响。本文关注的财政变量包括政府支出、劳动税平均税率、资本税平均税率。根据研究需要，数据均采用实际量( 以 2003 年第一季度为基期) ，且已进行3212019 年第 6 期处理，数据均来源于中国国家统计局、中国国家税务局网站。需要注意的是，中国经济统计口径与 OECD 国家的统计口径不同，在估算中国资本税和劳动税平均税率时，需要充分考虑中国税收制度的特点，不可直接照搬国外文献的估算方法。本文借鉴吕冰洋和陈志刚( 2015) ，估算了中国 2003 年第一季度至 2017 年第四季度的劳动税平均税率与资本税平均税率。①( 三) 财政政策波动性测度结果本文运用贝叶斯层级模型对( 1) 式和( 2) 式进行估计。借鉴已有文献，对各个先验参数ρx、φx，y、φx，b等设定平滑的先验分布。本文运用马尔科夫链蒙特卡洛方法对各个参数进行 10000 次抽样，取后验中位数作为参数的估计值，整个估计过程采用 Metropolis-Hastings 算法实现。表 1 给出政府支出的波动性指标测度中各个参数抽样的后验中位数及 95% 的置信区间。如上所述，为了研究的稳健性，本文也测度了税收的波动性，关于劳动税平均税率、资本税平均税率的波动性测度中各个参数抽样的后验中位数及 95% 的置信区间。表 1 参数估计结果参数 政府支出方程 劳动税平均税率方程 资本税平均税率方程ρx0. 05699［－ 0. 02301，0. 1703］0. 4401［0. 1088，0. 71558］0. 04209［－ 0. 2129，0. 4894］σx－ 4. 7［－ 4. 979，－ 4. 224］－ 4. 903［－ 4. 997，－ 4. 396］－ 3. 49［－ 3. 991，－ 3. 5786］φx，y－ 0. 06639［－ 0. 1694，0. 03439］0. 05053［0. 02868，0. 0748］0. 1096［－ 0. 06506，0. 286］φx，d－ 0. 4934［－ 1. 454，2. 439］0. 001659［0. 03382，0. 0125］0. 3231［0. 09406，0. 6682］ρσx0. 821［0. 7211，0. 91］－ 0. 05025［－ 0. 5482，0. 5213］0. 2131［0. 01482，0. 473］ηx0. 8874［0. 6012，0. 9951］6. 54［2. 48，8. 855］0. 963［0. 8318，0. 9985］根据表 1，本文得到以政府支出刻画的财政政策波动性测度结果，如图 1 所示:图 1 财政政策波动性测度结果( 以政府支出为指标)陈守东和杨东亮( 2009) 指出，随着 1994 年中国确立市场经济体制及后来中国加入 WTO，全球化的进程不断加速，中国财政越来越多地受到外部的冲击。因此，能否准确刻画出外部冲击对财政波动性的影响成为判断测度效果的标准之一。从图 1 可以看出，由( 1) 式和( 2) 式刻画的政府支出421王立勇、纪 尧: 财政政策波动性与财政规则: 基于开放条件 DSGE 模型的分析① 限于篇幅，劳动税平均税率与资本税平均税率的测算结果略，可向作者索取。财政政策波动性与财政规则: 基于开放条件 DSGE 模型的分析*王立勇 纪 尧内容提要: 本文定量测度了中国财政政策波动性，构建了开放条件下的动态随机一般均衡模型，研究中国财政政策波动性的宏观影响与微观机理，并从降低财政政策波动性的负面影响视角考察财政规则的影响。结果表明: 中国财政政策存在较大波动性; 财政政策波动性冲击通过预期渠道导致总产出、消费、投资、出口和劳动雇佣等下滑及价格上涨; 封闭条件会低估财政政策波动性的负面影响，开放条件下财政政策波动性的负面影响更大;金融摩擦会降低财政政策波动性冲击的影响; 在不同的财政规则下，财政政策波动性对总产出、投资和私人消费均产生负效应。不同财政规则下的财政政策波动性影响程度存在差异，从总产出和私人消费角度看，在基准财政规则下，财政波动性的负效应最小。关键词: 财政政策波动性 财政规则 开放条件 金融摩擦 动态随机一般均衡* 王立勇，中央财经大学国际经济与贸易学院，邮政编码: 100081，电子信箱: liyongecon@ 126． com; 纪尧，北京大学经济学院，邮政编码: 100871，电子信箱: yaoji@ pku． edu． cn。作者感谢国家社会科学基金重大项目( 15ZDA009) 、国家自然科学基金项目( 71473280) 的资助，感谢匿名审稿人的建设性意见，文责自负。一、引 言财政是国家治理的基础和重要支柱，财政政策是宏观经济领域的重要研究主题，也是国家宏观调控的重要工具或手段，一直是理论界和实务界关注的焦点。相关文献不断涌现，但绝大多数文献局限于对财政政策水平的关注，如财政支出水平、税率水平及政府支出乘数等，忽视了对财政政策波动性的研究。然而，一系列文献强调了财政政策波动性在财政研究领域的重要地位。Fatas ＆Mihov( 2013) 指出，在模型中控制制度变量后，财政政策水平变量的影响通常变得不再显著，但财政波动性的影响却不同，即使引入制度等变量后，其影响依然显著。他们认为，达到低预算赤字是不够的，有必要获得稳定的财政政策。Fatas ＆ Mihov( 2007) 认为，与政策工具水平量相比，政策波动性可能是衡量宏观经济政策的更好指标。Afonso ＆ Jalles( 2012) 则强调，即使考虑到执行一种可持续的财政政策，也有必要研究财政政策波动性的重要影响。财政政策波动性是政策调控的重要代价或潜在成本。财政政策波动性的影响近几年受到发达国家政策界和学术界的高度重视，成为财政政策研究的重要主题( Afonso ＆ Jalles，2012) 。特别是美国次贷危机、欧盟主权债务危机的爆发，使得财政政策波动性研究更受关注。在理论研究方面，财政政策波动性与增长的关系并不明确。Afonso ＆ Jalles( 2012) 指出，从理论角度，限制政府支出的波动性对长期经济增长的影响是不确定的，影响方向主要取决于经济周期波动。另有文献认为财政政策波动性对投资和长期增长有害，如 Rodrik( 1991) 等。在实证研究方面，绝大部分文献认为财政政策波动性对经济增长有负面影响，代表性文献包括 Afonso ＆ Furceri( 2010) 、Woo( 2011) 、Afonso ＆ Jalles( 2012) 、Fatas ＆ Mihov( 2013) 等。Fernández-Villaverde et al． ( 2015) 开创性地使用财政政策波动性来解释美国的经济波动现象，并且指出，美国的资本税波动是美国经济波动的重要根源之一，资本税的波动性冲击导致产量萎缩。然而，另有文献指出，财政政策波动性的影响可能取决于其他一些因素变化。Fatas ＆121，波峰出现在 2003 年、2009 年与 2012 年。测度结果刻画出了 2003 年“非典”影响、2007 年和 2008 年次贷危机影响、2009 年希腊债务危机及近年来欧债危机的影响，这进一步说明本文政策波动性测度方法和结果的可靠性。相对而言，税收波动性比财政支出波动性更小。三、DSGE 模型的构建已有理论充分证明，在 DSGE 模型中引入波动性能提高数据拟合效果( Justiniano ＆ Primiceri，2008) 。基于中国现实经济特征，本文对 Fernández-Villaverde et al． ( 2015) 等的模型进行了以下拓展:第一，根据 Christensen ＆ Dib ( 2008) 等，引入金融摩擦机制，考察金融摩擦在财政政策波动性冲击下的作用。第二，将模型由封闭条件拓展到开放条件。梳理文献发现，中国的开放经济具有三个明显特征: 一是中国政府持有大量外国政府债券; 二是资本项目不够开放，中国居民投资外国资产受限制; 三是考虑到人民币汇率主要钉住美元的事实，本文参考梅冬州等( 2015) ，假设政府汇率政策目标是维持固定汇率。同时，考虑到中国经济规模庞大，小国开放模型不适于刻画中国经济，本文将构建一个与中国开放程度相符合的模型。下文中，H 国表示中国，F 国表示国外。第三，讨论了不同财政规则下财政波动性的影响，且利用中国数据校准模型进行均衡模拟。本文构建的 DSGE 模型如下:( 一) 家庭部门H 国家庭: 假定 H 国家庭的私人消费ctp由 H 国商品cH，t和 H 国进口的外国商品cF，t按照 CES 形式复合而成，即cpt= ［α1ρHcρ － 1ρH，t+ ( 1 － αH)1ρ cρ － 1ρF，t］ρρ － 1 ，其中，αH表示 H 国对本国商品的偏好系数; ρ 是 H国商品和外国商品的替代弹性。消费者根据支出最小化决定本国商品与外国商品的消费比例，因此，cH，tcF，t=αH1 － αHPH，tPF，( )t－ ρ，H 国 家 庭 消 费 一 单 位 复 合 商 品 的 最 小 花 费 的 表 达 式 为 pt=［αHp1 － ρH，t+ ( 1 － αH) p1 － ρF，t］11 － ρ 。其中，pH，t是本国的商品价格，本文假设两国是自由贸易的，一价定律成立，这也是已有文献普遍采用的假设，因此pF，t= etp*F，t，pF，t是外国商品在本国的价格，et为名义汇率，p*F，t为外国商品的外币价格，下文将p*F，t标准化为 1。假设家庭生存无限期，家庭的收入来自上期购买政府债券的收益、上期存入金融机构的存款利息及当期的劳动收入。假定家庭总消费cTt由政府支出Ggt和私人消费cpt合成，考虑政府支出与私人消费之间的不完全替代性，参照黄赜琳( 2005) ，将合成规则设定为cTt= cptGgt。Fernández-Villaverdeet al． ( 2015) 指出，忽略工资粘性和价格粘性会低估波动性冲击对经济的影响，且为使模型各变量的波动更符合现实的波动水平，本文引入工资粘性和价格粘性。假定 H 国家庭向国内企业提供差异化的劳动lj，t，由打包者按照技术lt= ( ∫ lεw－ 1εwj，tdj)εwεw－ 1合成无差异的劳动，εw衡量了不同劳动之间的替代弹性。根据成本最小化原则，打包者对第 j 种差异化劳动的需求函数为lj，t= ltwtwj，( )tεw。家庭的效用函数采用以下形式:E0∑+ !t = 0βtdt( cTt－ bhcTt －1)1 －ω1 － ω－ ψ A1 －ωt∫10l1 +vj，t1 + v{ }dj ( 3)上式中，E0为条件期望算子，β 为 H 国家庭的主观贴现因子，v 为 Frisch 劳动供给弹性的倒数，bh是消费者消费习惯参数，ψ 为休闲的效用比率。dt服从 lndt= ρdlndt － 1+ σdεd，t，度量了偏好受到的跨期冲击。At为劳动增进型技术进步，运动过程服从ln At= gA+ ln At － 1+ σAεA，t。家庭面临的预算约束为:cpt+ st+ bHH，t+ etBHF，tpt+φb2( bHH，t－ b－)2+ Ωt+pH，tpt∫10ACwj，tdj ≤ ( 1 － τl，t) ∫10wj，tlj，tdj5212019 年第 6 期+ ( bHH，t －1+ st －1)RH，t －1Πt+ etBHF，t －1RF，t －1pt+ FH，t( 4)其中，Πt=ptpt － 1，τl，t是 H 国的劳动税平均税率，Ωt为 H 国政府征收的总量税。bHH，t是 H 国家庭购买的 H 国实际政府债券。φb2( bHH，t－ b－)2表示政府债券的调整成本，引入债券调整成本是为了区分政府债券与金融机构存款，从而区分二者的最优抉择条件。yt为 H 国的总产出，ACwj，t为工资的调整成本。为了考察波动性冲击对经济体的影响，考虑到一阶扰动法得到的政策函数近似中不包含波动性项，无法观察到波动性冲击对经济体的影响，而二阶扰动法所得的政策函数近似中，波动性项存在于与财政工具水平变量冲击的交叉项及自身的二次项中( Schmitt ＆ Uribe，2004) ，无法区分水平变量冲击与波动性冲击的影响，因此本文使用三阶扰动法对政策方程近似求解。由于 Calvo 定价规则引入的价格粘性和工资粘性，在不进行一阶线性展开的情况下难以得到简洁的最优决策条件，因此为了最优决策条件的简洁及近似的方便，本文参照 Fernández-Villaverde et al． ( 2015) 通过调整成本引入价格粘性和工资粘性，即假定ACwj，t=φw2wj，twj，t － 1－ g( )A2yt。st为家庭当期的金融机构存款，BHF，t表示 H 国家庭购买的外国名义政府债券的数量。本文将债券的价格标准化为 1，借鉴康立和龚六堂( 2014) ，假定国际债券利率满足加成方程: RF，t= R*－ φrBHF，tp*F，t，R*为均衡时的国际无风险利率。由于中国资本流通受限制，因此，本文假设 H 国居民只能向 H 国的金融机构存款且只拥有 H国企业的利润，FH，t表示 H 国企业的利润。通过求解家庭最优化问题，可得cpt、cH，t、cF，t、st、bHH，t、BHF，t以及wj，t相应的一阶条件表达式( λt为拉格朗日乘子) :dtGgt( cTt－ bhcTt －1)－ ω－ Etβ dt +1bhGgt( cTt +1－ bhcTt)－ ω= λt( 5)cH，t= αHPH，tP( )t－ ρcpt( 6)cF，t= ( 1 － αH)PF，tP( )t－ ρcpt( 7)λt= Etβ λt +1RH，tΠt +1( 8)λt( 1 + φb( bHH，t－ b－HH) ) = Etβ λt +1RH，tΠt +1( 9)λtetPt= Etβ λt +1et +1RF，tPt +1( 10)dtψ A1 －ωtεwlv +1t+ λt( 1 － τl，t) ( 1 － εw) wtlt－ λtφwpH，tptwtwt －1－ g( )Aytwtwt －1+ Etβ λt +1φwpH，t +1pt +1wt +1wt－ g( )Ayt +1wt +1wt= 0 ( 11)( 二) 金融中介本文借鉴 Christensen ＆ Dib( 2008) 的做法，引入金融摩擦。现实中，家庭不负责积累资本，资本品生产商负责资本积累。Bernanke et al． ( 1999) 假设企业的净资本永远小于需要购入的新资本价值。为了从资本生产商购入新资本，企业需要向金融中介寻求外部融资。在 t 期末，H 国企业以价格qt购入在下一期被中间品生产商以实际租金率rk，t + 1使用的资本kt + 1。资本品购买资金来自于621王立勇、纪 尧: 财政政策波动性与财政规则: 基于开放条件 DSGE 模型的分析部融资 qtkt + 1－ nt + 1。企业在每一期决定资本品购入数量，期望利润为:Etprofitt +1= Et( 1 － τk，t +1) rk，t +1kt +1+ ( 1 － δ) kt +1qt +1－ ft +1( qtkt +1－ nt +1) ( 12)( 12) 式右边的第一项是税后的资本租金，第二项是折旧后的资本价值，最后一项是企业的外部融资成本，其中，ft + 1为外部融资的边际成本。最优资本kt + 1的一阶条件为:Etft +1= Et( 1 － τk，t +1) rk，t +1+ ( 1 － δ) qt +1q[ ]t( 13)( 13) 式左边为融资的期望边际成本，等式右边为资本边际收益。最优条件要求，企业购买资本时要求资本预期收益与贷款成本相等。金融中介从家庭以价格RH，t吸收存款st，以价格ft + 1向企业提供外部融资。根据 Bernanke et al． ( 1999) ，由于生产企业与金融中介之间存在信息不对称，金融中介需要支付额外的“审计”成本了解企业真实的生产经营状况，因此金融中介会根据企业的资本杠杆率在存款利率的基础上增加一个融资溢价，即企业的边际外部融资成本:Etft +1= Etqtkt +1nt +( )1uRH，tΠt +[ ]1( 14)根据 Christensen ＆ Dib( 2008) 的假设，企业存活到下期的概率为 v，企业净值服从:nt +1= v vt+ ( 1 － v) dt( 15)vt= ［ftqt －1kt－ Et －1ft( qt －1kt－ nt) ］ ( 16)其中，vt表示幸存企业的净财富，dt是新进入企业从上一期破产企业收到的转移支付。( 三) 资本品生产商从金融中介完成融资后，企业从资本品生产商购入资本，资本品生产商使用线性生产技术以 1 ∶ 1比例将最终产品转化为资本品。开放条件下，假设资本生产商使用 CES 形式的技术将本国投资品和进口的外国投资品合成为生产资本所需的投入品 it，即it=［γ1ηHiη － 1ηH，t+ ( 1 － γH)1η iη － 1ηF，t］ηη － 1 ，γH表示 H国资本生产商对本国商品的偏好程度。根据成本最小化原则，资本生产商生产一单位复合资本品的最小成本为 pI，t= ［γHp1 － ηH，t+ ( 1 － γH) p1 － ηF，t］11 － η ，本国产品及外国产品的最优投入量为 iH，t= γHpH，tpI，( )t－ ηit、iF，t= ( 1 － γH)pF，tpI，( )t－ ηit。资本品生产商的最优化问题如下:maxitEtqtit－PI，tPtit－PI，tPtχ2itkt－( )δ2k[ ]t( 17)目标函数最后一项是资本品生产商的调整成本，资本品生产商选择由本国投资品和外国投资品合成的投资品使用量。投资品使用量的一阶条件为:Etqt－PI，tPt－PI，tPtχitkt－[( δ) ] = 0 ( 18)其中，δ 为资本的折旧率，资本运动方程满足kt + 1= it+ ( 1 － δ) kt。( 四) 产品生产部门H 国最终产品生产商从中间品生产商 i 以价格 pi，H，t购买中间品 yi，t，并以 CES 形式复合为最终产品 yt，即 yt= ( ∫ yε －1εi，tdi)εε －1。根据利润最大化原则，最终产品生产商对中间产品yi，t的需求为 yi，t= ytpH，tpi，H，( )tε，将其带入 yt的生产函数中，可得国内最终品的定价规则为 pH，t= ( ∫p1 －εi，H，tdi)11 － ε。中间品厂商 i 生产第 i 种产品 yi，t，每期雇佣劳动li，t，用购买的资本品 ki，t进行生产，生产函数为yi，t= ki，tα( Atli，t)1 － α。每个中间品厂商具有市场势力，进行垄断定价。中间品厂商 i 首先根据成本7212019 年第 6 期最小化原则选择劳动和资本的使用比例ki，tli，t=α1 － αwtrk，t，结合生产函数可得中间品生产商的边际成本mci，t=11 －( )α1 － α1( )ααw1 － αtrαk，tA1 － αt。根据上文，本文使用调整成本引入价格粘性，中间品厂商通过选择价格pi，H，t + s以最大化折现后的垄断利润。因此，中间品厂商 i 的最优化问题为:max Et∑+ !s = 0βsλt + sλtpi，H，t + spt + syi，t + s－ mci，t + syi，t + s－pi，H，t + spt + sACpi，( )t + s( 19)s． t． yi，t= ytpH，tpi，H，( )tε，ACpi，t=φp2pi，H，tpi，H，t －1－ Π( )H2yi，t( 20)由于不考虑厂商的异质性，均衡的一阶条件为:( 1 － ε) + εmctptpH，t－φp2( 1 － ε) ( πH，t－ πH)2－ φpπH，t( πH，t－ πH)+ βφpEtλt +1λtyt +1ytπ2H，t +1( πH，t +1－ πH)1πt +1= 0 ( 21)上式拓展了 Fernández-Villaverde et al． ( 2015) 的菲利普斯曲线。其中，πH，t + 1=pH，t + 1pH，t，πt + 1=pt + 1pt。( 五) 出口根据 Gertler et al． ( 2007) ，国外对本国商品的需求由上一期出口及国内外商品相对价格决定，出口EXt= EXτt － 1pH，tpF，( )t－ γ，τ 刻画相对上一期出口的弹性，γ 刻画出口的相对价格弹性。( 六) 政府部门政府部门在 t 期期初制定预算规划，政府以当期税收及家庭购买的本国国债作为收入为上一期政府债券还本付息，同时为当期政府支出提供融资。政府的预算约束如下:bHH，t+ Ωt+ wtltτl，t+ rk，tktτk，( )t= bHH，t －1RH，t －1Πt+PH，tGgtPt( 22)其中，Ggt= gtyt。Ggt为政府支出水平量，gt为政府支出的总产出占比。本文假设政府采用 Leeper 式的总量税规则稳定债务 /产出:Ωt= AtΩ + φΩ，bbHH，t －1At －1y－bHH[( ) ]y( 23)根据梅冬州和龚六堂( 2011) 等，新兴市场国家的货币政策可使用开放条件下的泰勒规则进行刻画，假定中央银行采用以下开放条件下的泰勒规则设定基准利率:RH，tR=RH，t －1( )RρRπt( )πρππH，tπ( )HρπHyt( )yρyet( )eρeexp ( εtR) ( 24)政府的税收规则及支出规则采用上文的形式。结合中国汇率主要钉住美元的实际，本文参照梅冬州等( 2015) ，假设政府汇率目标是维持固定汇率，即:et= et －1= e ( 25)国内市场的出清条件为:EXt+ cH，t+ iH，t+ Ggt+φp2ΠH，t－ Π( )H2yt+φw2wtwt －1－ g( )A2yt+φb2bHH，t－ b( )－2αHPH，tP( )t－ ρ+χ2itkt－( )δ2ktγHPH，tPI，( )t－ η= ktα( Atlt)1 －α= yt( 26)821王立勇、纪 尧: 财政政策波动性与财政规则: 基于开放条件 DSGE 模型的分析