收入沖擊、偏好沖擊與中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)

武曉利 晁江鋒 袁靖

摘要：文章基于包含消費(fèi)習(xí)慣與借貸約束的RBC模型，嘗試將收入沖擊與偏好沖擊納入到該模型中，并采用隨機(jī)動(dòng)態(tài)一般均衡（DSGE）方法解釋中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。研究發(fā)現(xiàn)：（1）模型能夠解釋實(shí)際產(chǎn)出、消費(fèi)、投資與資本波動(dòng)的92.6%、77.8%、84.5%、87.6%。（2）收入沖擊與偏好沖擊對(duì)我國實(shí)際產(chǎn)出、投資、就業(yè)和資本的影響均有明顯的持續(xù)性，而對(duì)消費(fèi)的影響均表現(xiàn)為短期性。（3）收入沖擊對(duì)消費(fèi)的影響較小，而對(duì)就業(yè)有較大影響；消費(fèi)偏好沖擊對(duì)兩者的影響與收入沖擊恰恰相反。

關(guān)鍵詞：收入沖擊；偏好沖擊；中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)

一、 引言

本文從改革開放以后中國居民消費(fèi)的實(shí)際現(xiàn)狀出發(fā)，首次將收入沖擊與消費(fèi)偏好沖擊引入到包含消費(fèi)習(xí)慣和借貸約束的RBC模型中，并對(duì)比分析僅包含收入沖擊的RBC模型（簡記為IRBC）、僅包含偏好沖擊的RBC模型（簡記為PRBC）與同時(shí)包含兩種沖擊的RBC模型（簡記為TRBC）對(duì)我國1978年～2011年間中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的解釋能力，這是本文與前人研究的不同之處。本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分分析中國的特征事實(shí)，第三部分為模型的構(gòu)建，第四部分校準(zhǔn)相關(guān)參數(shù)，第五部分對(duì)比分析模擬經(jīng)濟(jì)的模擬結(jié)果，第六部分總結(jié)相關(guān)結(jié)論。

二、 中國經(jīng)濟(jì)的特征事實(shí)

本文選用我國1978年～2011年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)全部來自于CEIC與國家統(tǒng)計(jì)局。本文僅考慮了改革開放后的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，原因在于該時(shí)間段的消費(fèi)、投資與產(chǎn)出更能夠反映中國經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)狀。文中數(shù)據(jù)均進(jìn)行對(duì)數(shù)線性化和H-P濾波處理，目的是消除時(shí)間序列中的趨勢(shì)成分，只保留波動(dòng)成分。

關(guān)于經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的選取，真實(shí)GDP以國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)作為折算指標(biāo)。實(shí)際消費(fèi)以消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）作為折算指標(biāo)，其中消費(fèi)數(shù)據(jù)是指我國的居民消費(fèi)（城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)）。就業(yè)指標(biāo)參考黃賾琳（2005）的建議，采用就業(yè)率作為勞動(dòng)供給的替代指標(biāo)。投資指標(biāo)采用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額數(shù)據(jù)，并采用固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行折算。資本數(shù)據(jù)采用張軍等（2003）的估算結(jié)果。所有真實(shí)值的估算均以1978年為基期，相關(guān)結(jié)果見表1。

三、 模型的構(gòu)建

1. 代表性家庭。假定經(jīng)濟(jì)體由無數(shù)個(gè)同質(zhì)的家庭組成，每個(gè)家庭偏好相同且生存無窮期，效用函數(shù)采用對(duì)數(shù)形式，代表性家庭規(guī)劃消費(fèi)與勞動(dòng)最大化一生效用，即：

■E0■t[tlnct-lnct-1-Nt]（1）

其中，0<<1，表示家庭的主觀貼現(xiàn)率，ct表示t期的消費(fèi)，Nt代表t期的勞動(dòng)供給，t表示t期的偏好沖擊，是習(xí)慣形成參數(shù)。

代表性家庭擁有初始資本，用于當(dāng)期消費(fèi)和儲(chǔ)蓄或借貸，并通過將儲(chǔ)蓄存入銀行或借貸給企業(yè)來擴(kuò)大自身的資本存量；同時(shí)，假定家庭存在一定的借貸制約。即家庭滿足以下預(yù)算約束和借貸約束：

ct+St+1=（1+rt）St+twtNt（2）

St-v（3）

其中，St+1表示家庭t期的儲(chǔ)蓄，rt表示t期的利率水平，wt表示家庭t期的工資，t表示家庭t期受到的收入沖擊，v代表借貸約束，v0時(shí)，說明家庭不存在借貸約束，v<0時(shí)，代表家庭存在借貸約束。令st=St+v，則（2）、（3）式可轉(zhuǎn)化為：

ct+st+1=（1+rt）St+twtNt-rtv（4）

st0（5）

在滿足約束條件（4）、（5）的情況下，求解代表性家庭的最大化行為，可得一階條件與橫截性條件如下：

t=（t-）/ct（6）

■=Et■（7）

■=Et■（8）

limEtt+jt+jst+j=0（9）

其中，式（6）是家庭消費(fèi)的Euler方程，t是拉格朗日乘數(shù)，方程右邊代表家庭消費(fèi)的邊際效用。式（7）代表消費(fèi)與勞動(dòng)的Euler方程，表示勞動(dòng)所帶來的邊際損失等于消費(fèi)所產(chǎn)生的邊際效用。式（8）反映家庭消費(fèi)的最優(yōu)規(guī)劃，即當(dāng)期消費(fèi)的邊際效用等于下一期消費(fèi)所帶來效用的貼現(xiàn)值。式（9）是橫截性條件。同時(shí)，假定收入沖擊與偏好沖擊均服從AR（1）過程，即：

logt+1=（1-）log*+logt+，t+1，，t+1∈N（0，2）（10）

logt+1=（1-）log*+logt+，t+1，，t+1∈N（0，2）（11）

其中，*、*分別代表變量t、t的穩(wěn)態(tài)值，，t+1、，t+1分別服從均值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為、的正態(tài)分布，且兩者是獨(dú)立不相關(guān)的。

2. 代表性廠商。在完全競爭的市場(chǎng)中，廠商均是同。0質(zhì)的，且有相同的技術(shù)條件。假定其生產(chǎn)過程是規(guī)模報(bào)酬不變的柯布-道格拉斯形式，則生產(chǎn)函數(shù)與資本積累方程為：

Yt=AtKtL1-t（12）

It=Kt+1-（1-）Kt（13）

其中，Yt、Kt分別代表t期的產(chǎn)出和資本，是折舊率，At表示技術(shù)水平，假定其服從一階自回歸過程，即：

logAt+1=（1-A）logA*+AlogAt+A，t+1，A，t+1∈N（0，2A）（14）

其中，A*表示變量At+1的穩(wěn)態(tài)值，A，t+1服從均值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為A的正態(tài)分布，且與，t+1、，t+1是相互獨(dú)立的。根據(jù)以上設(shè)定，代表性廠商雇傭勞動(dòng)和購買資本以最大化其利潤，可得最優(yōu)決策的一階性條件為：

rt=Yt/Kt-（15）

wt=（1-）Yt/Lt（16）

其中，rt表示t期的利率水平，wt表示廠商t期向家庭支付的工資。

3. 市場(chǎng)均衡。當(dāng)市場(chǎng)達(dá)到均衡時(shí)，家庭與廠商在各自的約束條件下分別實(shí)現(xiàn)效用最大化和利潤最大化。且市場(chǎng)出清時(shí)，資本市場(chǎng)與勞動(dòng)市場(chǎng)均實(shí)現(xiàn)均衡，即：

kt=Kt+v=St+v=st（17）

Lt+1=LNt（18）

其中：L表示家庭數(shù)，且假定每期均是不變的。由于上述聯(lián)立方程不能獲得精確的解析解，故本文采用King、Plosser & Robel的對(duì)數(shù)線性化解法，把相關(guān)表達(dá)式在穩(wěn)態(tài)值附近做線性化處理，得到包含kt+1、Ct、Yt、It、Nt、rt、At、t、t共九個(gè)變量九個(gè)方程的非線性動(dòng)態(tài)方程系統(tǒng)，采用Ulig的相關(guān)Matlab程序，運(yùn)用迭代方法進(jìn)行模擬。

四、 模型參數(shù)校準(zhǔn)

1. 收入沖擊的相關(guān)參數(shù)、的取值。由于家庭收入波動(dòng)由失業(yè)水平?jīng)Q定，故本文采用失業(yè)率作為收入的替代指標(biāo)，選取我國1979年～2011年的失業(yè)率數(shù)據(jù)，并對(duì)其進(jìn)行H-P濾波處理，再作相關(guān)估計(jì)，可得相關(guān)系數(shù)等于0.41，殘差序列的標(biāo)準(zhǔn)差等于0.009。

2. 消費(fèi)偏好沖擊相關(guān)參數(shù)、的取值。本文采用商品零售消費(fèi)波動(dòng)作為偏好沖擊的替代變量，偏好沖擊參數(shù)的取值與收入沖擊做法類似，估計(jì)結(jié)果顯示，偏好沖擊的相關(guān)系數(shù)等于0.34，殘差序列標(biāo)準(zhǔn)差為0.012。

3. 資本產(chǎn)出彈性與技術(shù)沖擊相關(guān)參數(shù)A、A的取值。關(guān)于資本產(chǎn)出彈性與技術(shù)沖擊的取值，國內(nèi)多采用張軍（2003）的做法，構(gòu)造人均產(chǎn)出與與人均資本存量的計(jì)量回歸模型，估算出資本產(chǎn)出彈性，并生成技術(shù)水平的實(shí)際序列數(shù)據(jù)，有關(guān)這方面參考文獻(xiàn)眾多，本文不再做相關(guān)推導(dǎo)，直接采用比較具有代表性的結(jié)果，資本產(chǎn)出彈性取為0.50，技術(shù)沖擊的相關(guān)系數(shù)A為0.73，殘差序列標(biāo)準(zhǔn)差A(yù)為0.02。

4. 勞動(dòng)供給N的取值。根據(jù)Hansen（1985）的不可分勞動(dòng)模型，把代表人一天的時(shí)間正規(guī)化為1，則當(dāng)工時(shí)達(dá)到1/3時(shí)實(shí)現(xiàn)均衡。我國每天8小時(shí)工作制及每周雙休日制度均與美國的情況類似，故本文采用Hansen的結(jié)果N等于0.34。

5. 資本折舊的取值。目前國外資本折舊率估計(jì)值均在0.1左右。由于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的獨(dú)特性，根據(jù)黃勇峰、任若恩和劉曉生（2002）的結(jié)論，我國制造業(yè)折舊率高達(dá)0.17。本文參照國內(nèi)外的相關(guān)研究結(jié)果，參數(shù)校準(zhǔn)后取值為0.118。

6. 習(xí)慣形成參數(shù)的取值。國內(nèi)關(guān)于習(xí)慣形成參數(shù)的估計(jì)主要集中在實(shí)證方面，且取值范圍多數(shù)在0.2～0.4之間，的校準(zhǔn)結(jié)果為0.35。

7. 借貸約束參數(shù)的取值。國內(nèi)對(duì)借貸約束參數(shù)的模擬結(jié)果較少，許多實(shí)證結(jié)果也分歧較大。比較研究發(fā)現(xiàn)，借貸約束參數(shù)一般在0.3～0.8之間，本文校準(zhǔn)后取值為0.56。

五、 模擬經(jīng)濟(jì)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)的比較分析

1. 僅考慮收入沖擊的模擬結(jié)果。從IRBC模型的模擬結(jié)果發(fā)現(xiàn)，IRBC模擬經(jīng)濟(jì)能夠較好地預(yù)測(cè)實(shí)際產(chǎn)出與資本波動(dòng)，對(duì)消費(fèi)與投資的預(yù)測(cè)效果相對(duì)較弱。下面主要從產(chǎn)出、消費(fèi)、投資、就業(yè)和資本五個(gè)方面分別進(jìn)行分析。第一，從產(chǎn)出波動(dòng)看，模型預(yù)測(cè)產(chǎn)出波動(dòng)為4.06，與實(shí)際波動(dòng)基本一致，說明模型能夠很好地解釋實(shí)際產(chǎn)出波動(dòng)。第二，從消費(fèi)波動(dòng)來看，模型預(yù)測(cè)消費(fèi)波動(dòng)為0.50，遠(yuǎn)小于實(shí)際波動(dòng)的3.62，K-P方差比僅為13.8%。實(shí)際經(jīng)濟(jì)中消費(fèi)與產(chǎn)出的相關(guān)性達(dá)到0.812，略低于模擬經(jīng)濟(jì)的0.93，說明實(shí)際經(jīng)濟(jì)與模擬經(jīng)濟(jì)均表現(xiàn)出較強(qiáng)的趨勢(shì)性特征。第三，投資波動(dòng)來看，模型預(yù)測(cè)的波動(dòng)略小于實(shí)際經(jīng)濟(jì)，K-P方差比為47.4%，模型經(jīng)濟(jì)的自相關(guān)系數(shù)為0.99，略高于真實(shí)經(jīng)濟(jì)的0.85，兩者均表現(xiàn)出強(qiáng)順周期性。第四，從就業(yè)波動(dòng)來看，模型經(jīng)濟(jì)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)的K-P方差比為188.7%，表明模擬經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)就業(yè)波動(dòng)要大于實(shí)際經(jīng)濟(jì)，且相關(guān)系數(shù)也有較大的偏差。第五，從資本波動(dòng)來看，模型經(jīng)濟(jì)能夠解釋實(shí)際經(jīng)濟(jì)82.4%的波動(dòng)，且模型經(jīng)濟(jì)中資本與產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)為0.53，略高于實(shí)際經(jīng)濟(jì)的0.30，兩者均表現(xiàn)出弱順周期性特征。

2. 僅考慮偏好沖擊的模擬結(jié)果。從PRBC模型的模擬結(jié)果發(fā)現(xiàn)，PRBC模型經(jīng)濟(jì)能夠較好地預(yù)測(cè)產(chǎn)出、消費(fèi)和投資波動(dòng)，而對(duì)就業(yè)和資本的解釋能力稍差。與IRBC模型相比，偏好沖擊對(duì)消費(fèi)與投資的波動(dòng)更為敏感，其對(duì)兩者的解釋效果明顯改善，說明偏好沖擊是影響我國居民消費(fèi)與企業(yè)投資的重要因素。究其原因，我國實(shí)際經(jīng)濟(jì)的家庭消費(fèi)占家庭總收入的比例一直處于較低水平，暫時(shí)的收入變化對(duì)家庭消費(fèi)的影響并不大，故收入沖擊不能夠較好地解釋實(shí)際消費(fèi)波動(dòng)，而消費(fèi)偏好變動(dòng)對(duì)我國居民消費(fèi)的影響比較敏感，也說明改變消費(fèi)者理念能夠在一定程度上糾正我國過度依賴投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的狀況。從各變量與產(chǎn)出之間的相關(guān)性來看，PRBC模擬經(jīng)濟(jì)的消費(fèi)、投資、就業(yè)和資本的相關(guān)系數(shù)分別為0.74、0.98、0.91、0.60，實(shí)際經(jīng)濟(jì)的相關(guān)系數(shù)分別為0.81、0.85、-0.29、0.30，除就業(yè)外兩者的其余各變量均表現(xiàn)出明顯的順周期性，與事實(shí)相符。

3. 考慮包含雙重沖擊的模擬結(jié)果。TRBC模擬經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出、消費(fèi)、投資和資本波動(dòng)的K-P方差比分別達(dá)到92.6%、49.2%、53.0%、87.6%，較好地預(yù)測(cè)了實(shí)際經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)。相對(duì)而言，IRBC模型經(jīng)濟(jì)對(duì)消費(fèi)波動(dòng)的預(yù)測(cè)較差，加入偏好沖擊后明顯改善了解釋效果。同時(shí)，TRBC模擬經(jīng)濟(jì)對(duì)產(chǎn)出與投資波動(dòng)解釋效果與IRBC模型經(jīng)濟(jì)較為一致，且均好于PRBC模型經(jīng)濟(jì)，說明收入沖擊在解釋產(chǎn)出和投資波動(dòng)方面是至關(guān)重要的。TRBC模擬經(jīng)濟(jì)與IRBC模型經(jīng)濟(jì)對(duì)就業(yè)波動(dòng)的預(yù)測(cè)均達(dá)到實(shí)際經(jīng)濟(jì)的2倍左右，而PRBC模型經(jīng)濟(jì)的預(yù)測(cè)值僅為實(shí)際經(jīng)濟(jì)的0.181倍，說明收入沖擊對(duì)就業(yè)波動(dòng)反映非常敏感，加入收入沖擊能夠明顯提高就業(yè)波動(dòng)的解釋能力。

總之，IRBC模型經(jīng)濟(jì)、PRBC模型經(jīng)濟(jì)與TRBC模型經(jīng)濟(jì)均能夠在一定程度上解釋中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，其中，TRBC模型經(jīng)濟(jì)解釋效果最好，收入沖擊與偏好沖擊各有側(cè)重。從對(duì)單個(gè)經(jīng)濟(jì)變量的解釋能力來看，TRBC模型經(jīng)濟(jì)對(duì)產(chǎn)出、消費(fèi)、投資和資本的解釋效果最好，IRBC模型經(jīng)濟(jì)也對(duì)產(chǎn)出和資本有較好的解釋能力，對(duì)就業(yè)波動(dòng)反應(yīng)過于敏感。PRBC模型經(jīng)濟(jì)能夠很好的解釋產(chǎn)出、消費(fèi)和投資波動(dòng)，且能夠一定程度上解釋就業(yè)波動(dòng)。

4. 脈沖響應(yīng)分析。本節(jié)分析模擬經(jīng)濟(jì)在收入沖擊與偏好沖擊作用下對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。由圖1可知，收入沖擊對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量的影響非常明顯，在1%單位的收入沖擊下，其對(duì)各變量的影響程度大小依次是就業(yè)、投資、產(chǎn)出、資本和消費(fèi)，且在暫時(shí)性沖擊之后，就業(yè)、投資與產(chǎn)出會(huì)在短期內(nèi)出現(xiàn)較大脈沖反應(yīng)，而資本的脈沖反應(yīng)變化在沖擊發(fā)生1年后才達(dá)到最大，消費(fèi)的脈沖反應(yīng)變化最小。

圖2是偏好沖擊對(duì)各變量的脈沖響應(yīng)。在1%單位的偏好沖擊下，各經(jīng)濟(jì)變量的脈沖響應(yīng)變化程度大小依次是投資、消費(fèi)、資本、產(chǎn)出和就業(yè)。對(duì)圖1與圖2進(jìn)行比較分析可知，偏好沖擊下的消費(fèi)脈沖變化遠(yuǎn)大于收入沖擊，且就業(yè)的脈沖變化遠(yuǎn)小于收入沖擊，這說明消費(fèi)對(duì)收入沖擊反應(yīng)不敏感，對(duì)偏好沖擊反應(yīng)非常敏感，而就業(yè)恰好相反；從反應(yīng)速率來看，收入沖擊對(duì)消費(fèi)的脈沖影響是非常短暫的，而偏好沖擊卻使得消費(fèi)的脈沖變動(dòng)持續(xù)1年；兩者對(duì)就業(yè)的脈沖影響程度與時(shí)間長短也有較大差異，收入沖擊導(dǎo)致就業(yè)出現(xiàn)大幅波動(dòng)且持續(xù)時(shí)間較長，而偏好沖擊對(duì)就業(yè)影響較弱。另外，兩者在對(duì)產(chǎn)出、投資、就業(yè)和資本的短期沖擊之后，均表現(xiàn)出顯著的持續(xù)性，而對(duì)消費(fèi)的影響是短期的。

六、 結(jié)論

本文通過引入收入沖擊與消費(fèi)偏好沖擊，詳細(xì)論證了IRBC、PRBC與PRBC等三種模擬經(jīng)濟(jì)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)的異同。研究發(fā)現(xiàn)，TRBC模型經(jīng)濟(jì)對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的解釋能力明顯好于前兩種模型，其分別能夠解釋中國實(shí)際產(chǎn)出、消費(fèi)、投資、就業(yè)和資本波動(dòng)的92.6%、49.2%、53.0%、196.6%、87.6%，且投資、消費(fèi)、資本均表現(xiàn)出明顯的順周期性。從脈沖響應(yīng)變化來看，收入沖擊能夠?qū)蜆I(yè)、投資和產(chǎn)出產(chǎn)生較大的影響，對(duì)消費(fèi)的作用較弱，而偏好沖擊對(duì)投資和消費(fèi)作用較大，對(duì)就業(yè)的影響較為緩和，這也從側(cè)面反映出收入變化難以在短期內(nèi)拉動(dòng)消費(fèi)的快速增長，而消費(fèi)偏好的改善才是消費(fèi)增長的關(guān)鍵。同時(shí)，消費(fèi)偏好的變化對(duì)就業(yè)的拉動(dòng)作用有限，而收入的變動(dòng)才能夠快速的增加就業(yè)。

從上述分析結(jié)論可以看出，改革開放后居民收入和消費(fèi)偏好的變化對(duì)我國經(jīng)濟(jì)的真實(shí)特征均產(chǎn)（下轉(zhuǎn)第90頁）生顯著的影響，特別是對(duì)實(shí)際產(chǎn)出、投資、就業(yè)和資本的作用均有明顯的持續(xù)性，僅對(duì)消費(fèi)的影響表現(xiàn)為短期性。這表明，上世紀(jì)80年代以來我國產(chǎn)出、投資、就業(yè)與資本的大幅波動(dòng)與居民收入和消費(fèi)偏好的轉(zhuǎn)變市息息相關(guān)的，而兩者的轉(zhuǎn)變沒有帶動(dòng)消費(fèi)的大幅增長也是我國的現(xiàn)實(shí)，因此，本文觀點(diǎn)認(rèn)為，從長期的角度看，增加居民收入與改變消費(fèi)偏好并不是刺激消費(fèi)的有效方法，而短期內(nèi)改變居民的消費(fèi)偏好可以作為刺激消費(fèi)的有效措施。

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作者簡介：武曉利，廈門大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院宏觀經(jīng)濟(jì)研究中心博士生；晁江鋒，廈門大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融系博士生；袁靖，廈門大學(xué)應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后，山東工商學(xué)院統(tǒng)計(jì)學(xué)院副教授。

收稿日期：2014-01-28。