基于DSGE模型的利率傳導(dǎo)機(jī)制研究＊

李松華

（1.中國科學(xué)院 數(shù)學(xué)與系統(tǒng)科學(xué)研究院，北京 100190； 2.華北水利水電學(xué)院 經(jīng)管院，河南 鄭州 450011）

一 引 言

近年來，中國人民銀行頻繁運(yùn)用利率工具調(diào)整宏觀經(jīng)濟(jì)：2007～2008年，為了應(yīng)對通貨膨脹壓力，央行連續(xù)6次上調(diào)金融機(jī)構(gòu)人民幣存貸款基準(zhǔn)利率，至2008年2月金融機(jī)構(gòu)一年期存款和貸款的基準(zhǔn)利率分別提高到4.14%和7.47%；然而，2008年下半年開始，受美國次貸危機(jī)的影響，央行貨幣政策轉(zhuǎn)為寬松，利率水平開始下調(diào)。那么，相對于越來越受到批評的貨幣供應(yīng)量中介目標(biāo)，利率能否發(fā)揮我國貨幣政策中介目標(biāo)的作用呢？如果可以，則利率如何發(fā)揮其傳導(dǎo)作用？鑒于此，本文關(guān)注利率作為我國貨幣政策中介目標(biāo)的可行性，并分析利率沖擊在我國經(jīng)濟(jì)中的具體傳導(dǎo)途徑。

現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于利率傳導(dǎo)的研究較多。彭方平、王少平利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，選取滬深兩市651家上市公司作為截面單元，從微觀角度實(shí)證檢驗(yàn)了我國貨幣政策有效性問題。認(rèn)為我國貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道是有效的［1］。徐龍炳、符戈［2］，周英章、蔣振聲［3］也認(rèn)為我國貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道存在，利率對實(shí)際經(jīng)濟(jì)有著切實(shí)的影響。然而，由于研究方法以及所采用數(shù)據(jù)的差異，學(xué)者們的研究結(jié)論并不一致。宋芳秀等對制造業(yè)上市公司的實(shí)證研究認(rèn)為利率對投資的作用機(jī)制傳導(dǎo)不暢，貨幣政策的利率傳導(dǎo)渠道不存在［4］。

與上述僅僅檢驗(yàn)貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道存在性的研究不同，本文關(guān)注利率變動是如何對我國GDP等總量指標(biāo)產(chǎn)生影響的，即分析利率傳導(dǎo)的具體途徑。而上述研究所采用的簡約化計量模型無法實(shí)現(xiàn)該研究目標(biāo)，本文所構(gòu)建的結(jié)構(gòu)化動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型（DSGE）可以實(shí)現(xiàn)這一研究目標(biāo)。

本文其余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為模型構(gòu)建，第三部分為數(shù)據(jù)來源介紹及極大似然方法的參數(shù)估計，第四部分為DSGE模型適用性分析，第五部分為利率沖擊傳導(dǎo)的脈沖響應(yīng)分析，第六部分為本文的結(jié)論。

二 DSGE模型構(gòu)建

本文模型主要采取了 CEE［5］和Ireland［6］的形式，但與CEE不同的是，本文完全指數(shù)化名義粘性工資和價格，貨幣政策采用修正的泰勒規(guī)則；與Ireland模型不同的是本文將粘性名義工資及投資調(diào)整成本納入了模型框架，且采用Calvo［7］的“價格調(diào)整信號”引入名義粘性。本文的模型包含了3個經(jīng)濟(jì)主體：代表性家庭、代表性廠商和中央銀行。

（一）代表性家庭的最優(yōu)決策

假定經(jīng)濟(jì)中具有無限壽命的代表性家庭是連續(xù)的，j∈（0，1）。在每一期t＝0，1，2…，代表性家庭需作出一系列決策以最大化其一生的效用。這些決策包括：消費(fèi)決定、資本積累決定、投資決定、工資決定即勞動供給決定，以及資產(chǎn)持有決定。本文假定家庭在消費(fèi)和資產(chǎn)持有方面是同質(zhì)的，而在工資決定即勞動供給方面是異質(zhì)的。

代表性家庭j的效用函數(shù)為：

其中，β∈ （0，1）為家庭的隨機(jī)貼現(xiàn)因子，（1）式說明代表性家庭最大化的是其一生效用的現(xiàn)值。參數(shù)σ、γ、φ、h均大于0，其中σ為消費(fèi)的跨期替代彈性，γ為貨幣需求的利率彈性，φ為家庭的勞動供給彈性，h為消費(fèi)習(xí)慣形成，bt為消費(fèi)偏好沖擊。

家庭在最大化其一生效用時受到的跨期預(yù)算約束為：

其中，消費(fèi)Ct、勞動供給Nt、投資It、資本Kt均為實(shí)際變量；Bt為家庭在t期以價格1／Rt購買的一次性債券的數(shù)量，Rt為名義的債券總收益率；Bt－1為家庭t－1期購買的債券在t期初的本息和；Τt為中央銀行給予家庭的一次性轉(zhuǎn)移支付；Mt－1、Kt分別為家庭在進(jìn)入t期時持有的現(xiàn)金和資本；Mt為t期末持有的現(xiàn)金，Wt為名義工資；Divt為家庭從中間產(chǎn)品廠商那里獲得的紅利為名義資本使用價格，ut為資本利用率，ptf（ut）Kt為名義資本使用成本，從而凈資本出租回報為根據(jù)CEE［5］，本文假定穩(wěn)態(tài)時資本利用率ut＝1，資本使用成本f（1）＝0。

家庭j的資本積累方程為：

其中，δ為資本折舊率，zt為投資調(diào)整成本沖擊，S（·）為投資調(diào)整成本，且是投資變化的增函數(shù)。根據(jù)CEE（2003），本文假定穩(wěn)態(tài)時S（·）＝S′（·）＝0，從而投資調(diào)整成本僅取決于S（·）的二階導(dǎo)數(shù)。

在（2）式和（3）式的約束下，代表性家庭j通過決定Ct、Mt／Pt、Bt、Kt、ut、It的數(shù)量以最大化其效用函數(shù)（1），通過構(gòu)建拉格朗日函數(shù)得到如下一階條件：

其中，λt為預(yù)算約束（2）式的拉格朗日乘子，其含義為消費(fèi)的邊際效用；Qt為（3）式的拉格朗日乘子，其含義為資本投資價值。則由（4）式和（6）式可得消費(fèi)的歐拉方程：

（10）式說明家庭的消費(fèi)支出隨金融資產(chǎn)回報的上升而下降，而與外生消費(fèi)偏好沖擊正相關(guān)①通貨膨脹πt ＝Pt／Pt－1，對數(shù)線性化的形式為＾πt ＝＾pt－＾pt－1。。當(dāng)h＝0時，上式即轉(zhuǎn)化為傳統(tǒng)的前瞻性的消費(fèi)方程。外生習(xí)慣形成的存在，使得當(dāng)期消費(fèi)取決于過去和未來消費(fèi)的加權(quán)平均。

由（4）式、（5）式和（6）式得到實(shí)際貨幣需求方程：

（11）式說明貨幣需求與利率成反方向變化，與當(dāng)期消費(fèi)同方向變化。

資本投資價值方程由（7）式和（8）式得到：

投資方程由（9）式得到：

其中，投資調(diào)整成本參數(shù)ψ＝1／s＇（·），為正數(shù)。

此外，由于不同家庭提供的勞動是有差別的，從而勞動市場是壟斷競爭的。根據(jù)Smets ＆ Wouters［8］，本文采取Calvo［7］的方式引入粘性名義工資，即假定每一期家庭以概率1－ξw接收到“工資調(diào)整信號”并將其最優(yōu)名義工資制定為Wt＊，沒有接收到“工資調(diào)整信號”的家庭則按照上一期的通貨膨脹調(diào)整其名義工資，即Wt（j）＝πt－1Wt－1（j）。

由一階條件得到實(shí)際工資決定方程：

（二）代表性廠商的最優(yōu)決策

1.最終產(chǎn)品廠商的利潤最大化。最終產(chǎn)品市場是完全競爭的，廠商使用連續(xù)的中間產(chǎn)品Yt（i）（i∈ （ 0，1））采用技術(shù)生產(chǎn)唯一的最終產(chǎn)品Yt。其中為可變的需求彈性。則由零經(jīng)濟(jì)利潤可得廠商對第i種中間投入產(chǎn)品的需求以及最終產(chǎn)品價格Pt與中間產(chǎn)品價格Pt（i）之間的關(guān)系Pt＝

2.中間產(chǎn)品廠商的利潤最大化。中間產(chǎn)品i∈ （ 0，1 ）在壟斷競爭市場生產(chǎn)，廠商的生產(chǎn)函數(shù)為：

則根據(jù)最優(yōu)要素使用原則可以得到中間產(chǎn)品廠商的實(shí)際邊際成本為。其中，At為技術(shù)沖擊，有效資本是投入的勞動數(shù)量，為所有j種勞動的組合。實(shí)際資本使用價格實(shí)際工資wt＝Wt／Pt。

由最優(yōu)要素使用原則和中間廠商的實(shí)際邊際成本可得到勞動需求方程：

此處再次假定中間廠商定價時采用Calvo［7］的機(jī)制，即每一期，廠商將其產(chǎn)品名義價格調(diào)整為最優(yōu)價格

的概率為1－ξp。當(dāng)廠商沒有接收到“價格調(diào)整信號”，其產(chǎn)品價格按照過去的通貨膨脹調(diào)整，即 Pt（i）＝πt－1Pt－1（i）。t期制定最優(yōu)價格的廠商選擇最優(yōu)價格最大化其在（t，t＋k）之間利潤的現(xiàn)值之和：

上式即為新凱恩斯主義的菲利普斯曲線：通貨膨脹取決于過去和預(yù)期未來通貨膨脹以及當(dāng)期實(shí)際邊際成本。

上文家庭和廠商優(yōu)化行為部分的外生沖擊φt＝［ztAtbt為AR（1）過程：

其線性化形式為：

其中ρφ∈ （－1，1），φ為外生沖擊的穩(wěn)態(tài)值，是具有0均值、標(biāo)準(zhǔn)誤為σφ的i.i.d.正態(tài)分布。

此外，市場均衡要求Bt＝Bt－1＝0和Mt＝ Mt－1＋Tt，從而由預(yù)算約束（2）得到總資源約束方程Yt＝Ct＋I(xiàn)t，并對數(shù)線性化為下式：

家庭的資本積累方程（3）式以及中間廠商的生產(chǎn)函數(shù)（15）式分別對數(shù)線性化為：

（三）中央銀行的政策行為

根據(jù)本文的研究目標(biāo)——考察利率在我國經(jīng)濟(jì)中的傳導(dǎo)過程，因此，本文假定央行的貨幣政策采取修訂的泰勒規(guī)則。

即利率不僅取決于上期利率，還取決于通貨膨脹、產(chǎn)出和沖擊項(xiàng)，且沖擊是持久的。其中，ρv∈ （ － 1 ，1），η是具有0均值、標(biāo)準(zhǔn)誤為σv的i.i.d.正態(tài)分布。

上述方程（10）－（14），（16），（18）－（24）即構(gòu)成了本文DSGE模型的數(shù)線性化形式，下文的參數(shù)估計、基于反事實(shí)仿真的模型適用性分析以及利率沖擊的脈沖響應(yīng)分析都是基于該對數(shù)線性化的DSGE模型進(jìn)行的。

三 數(shù)據(jù)和模型估計

（一）數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)來自于CCER和中經(jīng)統(tǒng)計網(wǎng)。數(shù)據(jù)長度為1996年1季度至2011年4季度，分別以國內(nèi)生產(chǎn)總值、社會消費(fèi)品零售總額、7天同業(yè)拆借利率、貨幣供應(yīng)量M2、全部從業(yè)人員勞動報酬作為模型中產(chǎn)出Y、消費(fèi)C、利率R、貨幣余額M以及工資W的替代變量。通貨膨脹π是以環(huán)比的居民消費(fèi)價格指數(shù)CPI作為價格P的替代變量計算得到。此外，將CPI以1996年1季度作為基期進(jìn)行定基處理，從而得到Y(jié)、C、M、W的實(shí)際值。隨后采用BP濾波方法對全部6個觀測變量進(jìn)行了退勢和季節(jié)調(diào)整處理，保留各觀測變量周期為6～32個季度的分量，去掉了周期小于6個季度和大于32個季度的分量，以各觀測變量對其穩(wěn)態(tài)值偏離的百分比來表示。

（二）參數(shù)估計方法

本文采用極大似然方法估計上文線性化DSGE模型的結(jié)構(gòu)參數(shù)。首先運(yùn)用Blanchard ＆Kahn［9］的方法求解線性DSGE模型的解，并用狀態(tài)空間的形式表示；然后運(yùn)用Kalman濾波得到關(guān)于模型結(jié)構(gòu)參數(shù)的似然函數(shù)，極大化之即可求得參數(shù)的估計值。具體地：

對數(shù)線性化DSGE模型，即上文方程（10）－（14），（16），（18）－（24）的解的狀態(tài)空間形式為：

（三）參數(shù)估計結(jié)果

由于受可得觀測數(shù)據(jù)的限制，本文對部分結(jié)構(gòu)參數(shù)進(jìn)行了校準(zhǔn)。根據(jù)樣本期內(nèi)我國7天同業(yè)拆借利率的年度均值將β值校準(zhǔn)為0.9892，因?yàn)闃颖酒趦?nèi)我國銀行間同業(yè)拆借利率的年度均值為4.37%，而β＝1／（1＋4.37%／4）。根據(jù)我國全部從業(yè)人員勞動報酬占GDP的比重，將資本份額α校準(zhǔn)為0.41。根據(jù)Smets ＆ Wouters［8］將勞動供給的工資彈性φ校準(zhǔn)為0.42，投資調(diào)整成本ψ和資本利用成本ψu(yù)分別校準(zhǔn)為0.148和0.169，穩(wěn)態(tài)價格加成比例μp校準(zhǔn)為1.2（則穩(wěn)態(tài)時，中間產(chǎn)品的需求彈性為6，因?yàn)棣蘰＝θp／（θp－1））。資本折舊率δ校準(zhǔn)為0.025，意味著年折舊率為10%（Ireland（1997）［6］）。模型中其余20個參數(shù)則由極大似然估計方法得到。表1和表2分別為校準(zhǔn)的參數(shù)值和估計的參數(shù)值。

表1 參數(shù)校準(zhǔn)值

本文的參數(shù)估計在統(tǒng)計上大都是顯著的。消費(fèi)跨期替代彈性σ的估計值為0.3756，外生習(xí)慣形成參數(shù)h為0.6812，貨幣需求的利率彈性γ的估計值為0.5995。參數(shù)不制定最優(yōu)價格與不制定最優(yōu)工資的概率的估計值分別為0.9053、0.8284，這意味著價格和工資的粘性（即持久期）分別為10.5和5.8個季度，即2.6年和1.5年，比較接近Smets ＆Wouters［8］所估計的歐元區(qū)的價格粘性和工資粘性的2.5年和1年。泰勒規(guī)則參數(shù)，即利率對通脹、產(chǎn)出、上期利率的響應(yīng)系數(shù)γπ、γy、γr的估計值分別為1.7099、0.2890和0.7822，且是顯著的，說明本文央行遵循利率規(guī)則的假設(shè)是合理的，可以運(yùn)用泰勒規(guī)則指導(dǎo)中國的貨幣政策。

表2 極大似然參數(shù)估計值

6個外生沖擊持久性參數(shù)的估計值基本都在0.8以上較 大，說明這6個外生沖擊對我國經(jīng)濟(jì)的影響較為持久。技術(shù)、投資調(diào)整成本及利率沖擊的標(biāo)準(zhǔn)誤的估計值都是顯著的，說明這3個外生沖擊在很大程度上解釋了觀測變量的波動，而兩個成本推動沖擊——價格加成、工資加成沖擊，以及消費(fèi)偏好沖擊的標(biāo)準(zhǔn)誤不顯著，說明這3個沖擊對經(jīng)濟(jì)波動的影響較小。

四 DSGE模型適用性分析

為了檢驗(yàn)所構(gòu)建的DSGE模型對本文研究主題的適用性，本部分給出了通過反事實(shí)仿真得到的模型擬合的6個觀測變量值與它們的實(shí)際值的比較（如圖1所示）以及利率、技術(shù)、消費(fèi)偏好等6個外生沖擊的光滑估計（如圖2所示）。這兩個檢驗(yàn)都為本文所構(gòu)建的動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型的適用性提供了充足的證據(jù)，說明了本文的DSGE模型較為成功的刻畫了中國的經(jīng)濟(jì)情況，可以用該模型來分析利率的傳導(dǎo)途徑。

（一）基于反事實(shí)仿真的觀測變量擬合值與其實(shí)際值的比較

現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)往往存在多種外生隨機(jī)擾動，本文的DSGE模型假設(shè)經(jīng)濟(jì)中僅存在6中外生沖擊，則為了檢驗(yàn)所構(gòu)建的DSGE模型對現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)的解釋能力，本部分給出了通過反事實(shí)仿真得到的模型擬合的6個觀測變量值與它們的實(shí)際值的比較，如圖1所示，除了實(shí)際貨幣余額的擬合值與其實(shí)際值差別較大外，模型對實(shí)際產(chǎn)出、消費(fèi)、利率、工資，以及通貨膨脹擬合較好，這說明本文所構(gòu)建的動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型（DSGE）比較符合現(xiàn)實(shí)，對現(xiàn)實(shí)的解釋能力較強(qiáng)。

圖1 模型擬合值與觀測變量歷史值的比較

（二）外生沖擊的光滑估計分析

圖2為估計模型參數(shù)時所得到的6個外生沖擊的光滑估計。由圖2可以看出，利率、技術(shù)、消費(fèi)偏好等6個外生沖擊的光滑估計值與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展路徑較為吻合，也在一定程度上說明了本文所構(gòu)建的動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型對我國的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)刻畫較好。

樣本初期，即1996年，價格加成沖擊的光滑估計為負(fù)，而利率沖擊的光滑估計為正，這與我國當(dāng)時的經(jīng)濟(jì)情況是一致的：1996年處于我國的工資改革期間，因此正的工資加成沖擊光滑估計是合理的；而且為了抑制通貨膨脹，這一時期我國貨幣政策是從緊的，央行多次加息，因此利率的光滑估計為正。同時，從緊的貨幣政策對通貨膨脹的調(diào)整開始顯效，通脹壓力下降，因此，價格加成沖擊的光滑估計為負(fù)。

1997年～2002年，“亞洲金融危機(jī)”之后我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展在較長一段時期里處于低迷狀態(tài)，甚至面臨通貨緊縮。在這一時期，投資調(diào)整成本沖擊的光滑估計為正，而技術(shù)沖擊的光滑估計大部分時候?yàn)樨?fù)，顯示了投資和產(chǎn)出增長乏力，消費(fèi)偏好沖擊的光滑估計在較長時期里也為負(fù)值，說明作為產(chǎn)出增長重要驅(qū)動力的消費(fèi)也是趨于低迷的；價格加成沖擊和工資加成沖擊的光滑估計在大部分時候?yàn)樨?fù)，顯示了這一時期我國的通貨膨脹率較低。

2007年左右，我國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)偏熱勢頭、通貨膨脹壓力增大，因此價格加成沖擊和工資加成沖擊的光滑估計為正，消費(fèi)偏好沖擊趨于上行；為緩解通脹壓力，貨幣政策轉(zhuǎn)為從緊，央行多次調(diào)高利率，從而利率沖擊的光滑估計為正。而在樣本后期，從2008年下半年開始，為抵消美國“次貸危機(jī)”所引發(fā)的世界經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡化對我國經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響，央行實(shí)行了寬松的貨幣政策，多次下調(diào)利率，從而利率的光滑估計為負(fù)，技術(shù)沖擊下降。

圖2 外生沖擊的光滑估計

五 利率沖擊傳導(dǎo)的脈沖響應(yīng)分析

圖3 利率沖擊的脈沖響應(yīng)

本部分將結(jié)合上文線性DSGE模型的相關(guān)行為方程，運(yùn)用脈沖響應(yīng)分析利率沖擊是如何影響我國經(jīng)濟(jì)的。圖3為一個標(biāo)準(zhǔn)誤正向沖擊的脈沖響應(yīng)。費(fèi)；另一方面，由（12）式和（13）式可知名義利率上升導(dǎo)致資本投資價值下降進(jìn)而投資減少；由（20）式可知，產(chǎn)出正向取決于消費(fèi)和投資，因而正的利率沖擊所導(dǎo)致的消費(fèi)和投資的減少最終導(dǎo)致了產(chǎn)出減少。此外，由（18）式可知，通貨膨脹下降的原因在于實(shí)際工資和資本使用價格的下降。則利率傳導(dǎo)機(jī)制可概括為：

圖3正的利率沖擊，即緊縮貨幣政策，造成產(chǎn)出、消費(fèi)、投資、實(shí)際工資、通貨膨脹、資本投資價值、實(shí)際貨幣需求、勞動需求以及資本使用價格下降，而名義利率先上升后下降。正的利率沖擊使得名義利率先上升后下降，一方面，由（10）式可知消費(fèi)減少，因?yàn)槔噬仙馕吨彝ネ顿Y債券的回報上升，從而家庭會將其收入更多的用于購買債券而不是消

六 結(jié)論

本文通過構(gòu)建一個結(jié)構(gòu)模型，即新凱恩斯主義的動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型（DSGE），考察了利率作為我國貨幣政策中介目標(biāo)的可行性，并分析了利率沖擊在我國經(jīng)濟(jì)中的具體傳導(dǎo)途徑。研究發(fā)現(xiàn)：

第一，反事實(shí)仿真和外生沖擊的光滑估計均表明，本文的DSGE模型成功地刻畫了中國的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，擬合數(shù)據(jù)較好，因而可以用來分析中國的經(jīng)濟(jì)問題。

第二，上文DSGE模型中利率規(guī)則參數(shù)的估計值均是顯著的，說明泰勒規(guī)則在我國具有一定的適用性，利率可以作為我國貨幣政策的中介目標(biāo)。

第三，由DSGE模型的相關(guān)行為方程和脈沖響應(yīng)分析可知，利率沖擊是通過影響資本投資價值進(jìn)而投資、影響家庭的消費(fèi)和資產(chǎn)持有決策，最終對產(chǎn)出等實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響的。脈沖分析表明，消費(fèi)和投資在利率沖擊的傳導(dǎo)中發(fā)揮的作用不同：投資對利率沖擊的響應(yīng)要遠(yuǎn)大于消費(fèi)對該沖擊的響應(yīng)，說明利率沖擊傳導(dǎo)主要是通過投資對產(chǎn)出產(chǎn)生影響的，消費(fèi)對沖擊的傳導(dǎo)作用相對較小。該結(jié)論與我國現(xiàn)實(shí)是相符的，多年來我國經(jīng)濟(jì)增長主要來自于投資的增加，而消費(fèi)需求往往不足。

［1］ 彭方平，王少平.我國利率政策的微觀效應(yīng)——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型研究［J］.管理世界，2007，（1）：24－29.

［2］ 徐龍炳，符戈.貨幣供給與GDP關(guān)系實(shí)證分析［J］.預(yù)測，2001，（2）：12－16.

［3］ 周英章，蔣振聲.貨幣渠道、信用渠道與貨幣政策有效性——中國1993－2001年的實(shí)證分析和政策含義［J］.金融研究，2002，（9）：34－43.

［4］ 宋芳秀.中國利率作用機(jī)制的有效性與利率調(diào)控的效果［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2008，（2）：55－59.

［5］ Christiano，L.，M.Eichenbaum，C.L.Evans.Nominal Rigidities and the Dynamic Effects of a Shock to Monetary Policy［C］.Federal Reserve Bank of Cleveland Working Paper，2003.

［6］ Ireland，P.N.A Small，Structural，Quarterly Model for Monetary Policy Evaluation.Carnegie－Rochester Conference Series on Public Policy［C］.1997，（47）：83－108.

［7］ Calvo，Guillermo.Staggered Prices in a Utility Maximizing Framework［J］.Journal of Monetary Economics，1983，（12）：383－398.

［8］ Smets，F(xiàn).，Raf Wouters.An Estimated Dynamic Stochastic General Equilibrium Model of the EURO Area［J］.Journal of the European E－conomic Association，2003，（9）：1123－1175.

［9］ Blanchard，O.J.，Charles M.Kahn.The Solution of Linear Difference Models under Rational Expectations［J］.Econometrica，1980，（1）：305－311.