我國經(jīng)濟新常態(tài)是周期性因素驅動的么？
——基于摩擦和結構性沖擊的DSGE模型框架分析

周波,侯帥圻,王英家

(東北財經(jīng)大學 財稅學院，遼寧 大連 116025)

一、引言

實證經(jīng)濟波動來源是關涉經(jīng)濟周期理論認識和宏觀調控政策選擇的重要問題。1994年以來，我國國內生產總值季度同比增長率和季度通貨膨脹率呈現(xiàn)迥異的運行態(tài)勢。關注經(jīng)濟向中高速換檔的核心特征并置于改革開放以來我國經(jīng)濟波動過程的宏大背景，我國學者關于“經(jīng)濟新常態(tài)”的驅動因素存在兩類截然不同觀點。一類觀點認為，中國經(jīng)濟基本面沒有發(fā)生大變化，全球和中國經(jīng)濟的周期性原因導致經(jīng)濟失速。[1-3]另一類觀點認為，中國經(jīng)濟結構性減速主要受經(jīng)濟自身發(fā)展階段影響，資本積累速度下降、人口紅利消失和“干中學”技術進步效應消減等因素疊加，導致潛在經(jīng)濟增長率下降，是長期趨勢性減速而非周期性下滑。[4-7]兩類觀點的關鍵區(qū)別在于，宏觀經(jīng)濟基本面和宏觀經(jīng)濟參數(shù)(尤其是潛在產出)是否發(fā)生實質變化。秉持或贊同哪類觀點，研究視角和范式差異當然都存在重要影響，而對于宏觀經(jīng)濟判斷和政策選擇更為重要而具有實質意義的問題則在于，如何在理論和實證一致框架內評價兩種觀點分歧。一種可行做法是實證確定影響經(jīng)濟波動的各種摩擦和正交結構性沖擊的經(jīng)濟周期波動效應及其貢獻，并進而在“經(jīng)濟新常態(tài)”前后兩個子樣本估計模型，考察結構性參數(shù)和隨機沖擊標準差的穩(wěn)定性。若兩個子時期的結構性參數(shù)和隨機沖擊效應沒有發(fā)生急劇變化，則可視為支持第一種觀點，反之則反。

梳理經(jīng)濟周期理論和實證研究的歷史演進發(fā)現(xiàn)，凱恩斯主義和貨幣主義學派都認為，總需求沖擊是引起產出短期波動的主要原因，其中，前者強調有效需求不足，后者突出貨幣存量的隨機變化。[8]相反真實經(jīng)濟周期理論則將經(jīng)濟波動歸因于技術沖擊，開啟經(jīng)濟波動中關于總供給層面重要性的理論和實證研究先河。[9-10]鑒于基于生產函數(shù)所測算的索洛剩余波動可能會高估技術沖擊作用[11]，因而，亟需引入其他摩擦和沖擊用以修正RBC模型中的單一技術沖擊。將名義價格和名義工資納入考慮，一些新凱恩斯主義學者的研究使得貨幣等名義變量沖擊變得突出重要[12-15]，有關研究包括偏向性技術變遷對美國經(jīng)濟周期的影響[16]、名義工資剛性放大生產率沖擊影響[17]，投資專有技術沖擊解釋美國30%產出波動[18]等。進而，新凱恩斯隨機動態(tài)一般均衡模型框架可以引入各種摩擦和結構性沖擊并實證研究其經(jīng)濟波動貢獻。其中，技術和偏好沖擊以及粘性價格和工資沖擊成為標準配置。

我國學者研究也表明，粘性價格和投資調整成本等非完全競爭因素對解釋我國就業(yè)、消費和產出波動等經(jīng)驗事實至關重要。顯然，探求經(jīng)濟周期性波動來源，不僅需要準確識別中國經(jīng)濟特質和情境的各種摩擦和沖擊因素，而且應該在邏輯一致框架內闡明并實證評價各可能的潛在沖擊和摩擦因素的貢獻。增加拇指規(guī)則消費者和內生性財政政策規(guī)則，以拓展Smets and Wouters構建的NK-DSGE模型框架[19-20]，本文建立包括八類摩擦和十類結構性沖擊的粘性動態(tài)隨機一般均衡模型框架，貝葉斯估計模型參數(shù)以及控制結構沖擊的隨機過程，進而探究總需求和總供給沖擊的經(jīng)濟周期貢獻，確認中國經(jīng)濟新常態(tài)是否是由周期性因素驅動。

二、粘性DSGE模型

(一)家庭部門

有限壽命家庭通過最大化產品和勞動兩因素構成的效用函數(shù)。由于我國收入水平低、收入分配不公平和金融市場不完善，考慮異質性家庭[21]：1-α的最優(yōu)化家庭消費不受流動性約束，能直接利用金融市場，進而可跨期替代平滑消費；α的拇指規(guī)則家庭消費受到流動性約束，消費掉全部當期可支配收入。

1.最優(yōu)化家庭決策

2.拇指規(guī)則家庭決策

3.勞動力供給和工資設定

(二)生產一種最終產品和中間產品集j∈[0,1]的技術與企業(yè)

(三)加總、市場均衡和線性化

三、實證估計結論與動態(tài)模擬

(一)數(shù)據(jù)選取與處理

實證季度數(shù)據(jù)源于1994Q1-2016Q4期間中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和同期中國統(tǒng)計年鑒。產出、消費、政府支出、政府投資和企業(yè)投資分別以國內生產總值、社會消費品零售總額、全國財政支出、固定資產投資中來源于國家預算資金額以及固定資產投資完成額減政府投資額度量。人均工資數(shù)據(jù)序列首先將城鎮(zhèn)和農村家庭年度人均工資性收入乘以相應人口數(shù)得當年全部家庭工資收入總額，除以當年城鎮(zhèn)和農村家庭就業(yè)總人口，進而采用數(shù)據(jù)頻率轉換方法進行季度轉換。每季度所屬三個月的月度頻率“家庭消費價指數(shù)”同比數(shù)據(jù)算術平均得到家庭消費價格季度指數(shù)，用以平減有關變量轉為真實值，穩(wěn)態(tài)通貨膨脹率以樣本期間通貨膨脹率均值度量，通貨膨脹率偏離為各季度通貨膨脹率與穩(wěn)態(tài)通貨膨脹率之差。產出、政府和企業(yè)投資、消費和人均工資經(jīng)當季通貨膨脹率處理為真實值并進行季節(jié)調整，繼而使用HP濾波法去勢處理。名義利率用“銀行間同業(yè)拆借利率”度量。1994-1995年同業(yè)拆借利率選自上海融資中心同業(yè)拆借利率[28]；1996年后用“銀行間同業(yè)拆借利率”度量，將每季所屬三個月月度“銀行間同業(yè)拆借加權平均利率”算術平均，利率目標為中央銀行控制的三個月期人民幣基準存款利率，進而計算利率偏離。勞動變量不存在一致性數(shù)據(jù)，而且某種程度上就業(yè)可能要比勞動供給更緩慢地對宏觀經(jīng)濟沖擊做出反應，故使用就業(yè)數(shù)據(jù)進行度量[19]。假設給定時間只有比例的企業(yè)能夠將就業(yè)調整到合意勞動投入水平，勞動供給差異由每個企業(yè)的雇傭人數(shù)差異吸收。就業(yè)方程設定為，為被雇傭人數(shù)。基于城鎮(zhèn)就業(yè)人口季度數(shù)據(jù)和年末就業(yè)人口年度數(shù)據(jù)，首先將年末就業(yè)人口數(shù)扣除各年份的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人口數(shù)，采用季節(jié)調整方法轉換為季度頻率，再加上城鎮(zhèn)單位就業(yè)人口的季度數(shù)據(jù)，季度調整后以HP濾波去勢。

(二)參數(shù)設定和先驗分布

依經(jīng)驗和實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)校準部分參數(shù)和變量值。設定為0.99[29]、和設定為0.5和0.025。[30-31]年穩(wěn)態(tài)真實利率、總產出中的穩(wěn)態(tài)勞動收入份額和年資本折舊率分別為4%、50%和10%。穩(wěn)態(tài)投資和消費的產出占比分別校準為固定資產投資完成額和社會消費品零售總額占不含國際收支因素的GDP支出法核算的GDP總額的比率，分別為0.48和0.387。

表1的第2-4列給出被估計參數(shù)先驗分布假設。所有沖擊標準差被假定為自由度為2的逆Gamma分布，確保沖擊標準差為正且范圍較大。政府支出和勞動供給沖擊持久性參數(shù)、價格和工資設定中的Calvo參數(shù)以及通貨膨脹指數(shù)化等0-1間參數(shù)，被假定服從均值為0.5的貝塔分布，標準差被設定為覆蓋合理參數(shù)范圍值。拇指規(guī)則消費者比例、習慣參數(shù)、技術、偏好、通貨膨脹目標和投資沖擊中的持久性參數(shù)被假定服從均值為0.7、標準誤差為0.1的貝塔分布。對于不能明確確定取值范圍的參數(shù)，設定為Normal分布?？缙谔娲鷱椥员辉O定為均值1、標準差0.375。生產函數(shù)中的固定成本份額被先驗設定為均值1.45、標準差為0.125。[19]資本利用成本函數(shù)彈性被假定均值0.2、標準差0.15，投資調整成本參數(shù)設定為均值4、標準差1.5。[15]，[32]勞動供給彈性被假定為均值2、標準差0.5。就業(yè)參數(shù)設定為均值0.5、標準差0.15。貨幣政策規(guī)則關于通貨膨脹和產出缺口的長期反應均值和標準差分別設定為1.7和0.125以及0.1和0.05，關于通貨膨脹和產出缺口變化的短期反應相關系數(shù)先驗均值為0.3和0.0625，標準差為0.1和0.05。財政政策規(guī)則關于產出缺口的長期和短期反應均值和標準差分別設定為0.6和0.125以及0.1和0.05。

表1 參數(shù)假設及貝葉斯估計結果

(三)估計結果

以我國真實GDP、消費、投資、政府支出、GDP平減因子、真實工資、就業(yè)和名義利率等八個主要宏觀經(jīng)濟變量為觀測變量，利用Matlab 14的Dynare4.02工具箱Metropolis-Hasting算法，對模型進行20000次模擬，并選取其中10000次模擬值進行參數(shù)估計。估計過程中2條馬爾科夫鏈最終接受比率分別為33.35%和24.87%，位于合理區(qū)間。估計結果如表1第5-7列?？傮w上，絕大多數(shù)參數(shù)被估計為顯著異于0。技術、偏好、通貨膨脹目標、政府支出、勞動供給和投資成本諸沖擊的持久性參數(shù)位于0.58-0.79間。

就Calvo參數(shù)而言，價格和工資粘性參數(shù)后驗分布均值分別為0.83和0.72，相對于先驗往右移動，標準差變小，表明數(shù)據(jù)中包含較多的該參數(shù)信息。每個季度約有83%的企業(yè)和72%的家庭不能調整價格和工資，價格和工資粘性程度都較高。價格粘性估計稍高于仝冰的0.71[33]以及徐高的0.74[34]。這說明引入工資粘性以后，價格粘性對于解釋數(shù)據(jù)仍然十分重要。價格和工資指數(shù)化參數(shù)和后驗均值分別為0.74和0.87，這意味著通貨膨脹和真實工資方程中的滯后通貨膨脹權重分別為0.43和0.44?？缙谔娲鷱椥怨烙嫗?.25，大于常見RBC文獻中的0.5-1假設值。外部習慣沖擊被估計約為過去消費的48%。忽略偏好沖擊時短期利率預期連續(xù)四個季度上漲1%對最優(yōu)化消費的影響為0.42。投資調整成本參數(shù)后驗均值為4.34，相對于先驗右移，表明投資對資本價值變化反應更緩慢。固定成本參數(shù)的后驗均值1.81高于先驗分布假設，調整資本利用率成本函數(shù)彈性估計為0.27。勞動供給彈性為1.97的中等規(guī)模估計。就實證貨幣和財政政策反應函數(shù)估計而言，利率和政府支出都存在分別為0.51和0.5的顯著平滑。利率對滯后通貨膨脹和產出缺口的反饋反應分別為1.29和0.29，對通貨膨脹當期變化的反應為0.33，而對當期產出缺口變化的反應不顯著。政府支出對當期產出缺口的反應為0.53，而對于產出缺口變化的反應則不顯著。

四、模型穩(wěn)健性分析

(一)樣本外預測能力評估

為考察被估計DSGE模型擬合真實數(shù)據(jù)能力，基于邊際似然(marginal likelihood)函數(shù)值評價樣本外預測能力?？紤]到VAR模型中的待估參數(shù)數(shù)量會隨著滯后階數(shù)增加而迅速增加，基于相同數(shù)據(jù)集比較DSGE和不存在理論支撐的BVAR模型的樣本外預測能力。BVAR模型包含變量為產出、私人投資、居民消費、通貨膨脹和勞動供給的實際對數(shù)值。由于樣本容量限制，模型的最大滯后階數(shù)設定為4。如表2，無論采用Sims and Zha[35]還是Higgins等[36]所建議的BVAR模型先驗分布，其中，前者將超參數(shù)(λ0，λ1，λ3，λ4，λ6，)分別設定為(1，1，1，0.1，1，1)，后者基于中國宏觀月度數(shù)據(jù)調整設定為(0.8，0.5，0.5，1.2，5，5)，不同滯后階數(shù)的BVAR模型的邊際似然值都隨著滯后階數(shù)增加單調遞減，而且即使是表現(xiàn)最好的BVAR(1)模型，其邊際似然值也小于DSGE模型。因而，在DSGE模型被視為是對數(shù)據(jù)施加了特定結構約束的VAR模型的意義上，本文DSGE模型所施加的約束能夠更有效地利用相關信息，其預測效果也會好于BVAR模型。

表2 DSGE和BVAR模型的邊際似然值比較

(二)摩擦實證重要性的模型敏感性分析

為考察模型中諸摩擦對于DSGE模型邊際似然貢獻，表3給出價格和工資粘性等每個摩擦一次性顯著下降時的邊際似然、結構性和隨機沖擊過程參數(shù)的眾數(shù)估計。與第二列基于后驗眾數(shù)的基準估計進行比較，可以判斷模型表現(xiàn)以及對應的各種摩擦的參數(shù)穩(wěn)健性。

首先考察名義摩擦。將名義工資和名義價格粘性降到0.1后，邊際似然分別下降34和77，工資和價格指數(shù)化程度降到0.01后，前者對應邊際似然微弱下降2，而后者上漲21。伴隨價格粘性程度變得更低，價格加成沖擊的標準差提高，其他參數(shù)受到較少影響。價格和工資指數(shù)化變小也對其他參數(shù)沒有顯著影響。降低工資粘性程度的影響主要體現(xiàn)在，拇指規(guī)則消費者比例、調整勞動投入水平的企業(yè)比率以及工資指數(shù)化程度，分別從0.57、0.28和0.87下降到0.24、0.19和0.55。從實證角度看，名義價格和工資粘性摩擦非常重要，而價格和工資指數(shù)化作用微弱。名義價格粘性最為重要，或許可以從石油、交通、電力和通訊等部門存在的壟斷競爭以及不同性質企業(yè)的產品價格調整不同步等角度進行解釋。[37]

表3 名義與真實摩擦重要性的實證檢驗

最重要的真實摩擦是投資調整成本。將投資調整成本彈性降低到非常低的水平，也即投資對資本價值變化的反應更迅速，導致邊際似然降低46。這與經(jīng)濟轉型時期我國特色的“投資拉動”增長方式和投資體制有關，符合包含投資調整成本的模型能在相當程度上解釋中國宏觀經(jīng)濟動態(tài)的既有研究。[31]，[37]典型地，王君斌從政府主導或推動投資比例較高角度解釋[38]，國有投資進入成本低、投資規(guī)模大、期限長且重復建設普遍，國民經(jīng)濟整體和長期性資本存量規(guī)模巨大，與預算軟約束、地方保護相耦合，退出障礙進而資本調整成本較高。楊柳等探究我國城市化進程中基礎設施建設和房地產投資占比高的影響[39]，規(guī)模大、期限長以及資金占用率和不確定性程度高等特點決定了投資調整難度和成本高。降低消費中的習慣形成和生產函數(shù)中的固定成本份額以及提高調整資本利用率成本函數(shù)彈性都導致邊際似然提高，不會實證影響模型效果。降低消費中的習慣形成這一真實摩擦時，名義剛性提高。因而，模型動態(tài)主要由生產率、投資、消費和政府支出高而更持續(xù)的外生沖擊驅動。依據(jù)模型的整體實證績效，價格和工資粘性以及投資調整成本函數(shù)沖擊是刻畫中國經(jīng)濟波動的重要摩擦。

五、粘性和結構性沖擊效應的動態(tài)隨機模擬分析

從粘性價格與靈活價格相比較角度，本部分使用被估計的DSGE模型分析我國各種結構性沖擊的脈沖響應，進而實證分析這些結構性沖擊的經(jīng)濟波動貢獻。

(一)脈沖響應

源于工資加成、價格加成和風險溢籌沖擊這三個無效加成的隨機變化沖擊，導致產出的靈活價格和工資水平的無效率變化。若不存在這些加成沖擊，產出將提高，靈活價格水平時的產出和真實利率水平就是有效率的，并因此可被視為適意的目標水平。貨幣當局不應為這些變化提供融資便利，相反應盡量使產出保持在其效率水平，而加成沖擊將帶來通貨膨脹穩(wěn)定與產出缺口穩(wěn)定之間的權衡。也就是說，靈活價格和工資對應的貨幣政策應該是中性的，簡單假定貨幣政策穩(wěn)定價格水平。潛在或目標產出水平被定義為不存在加成沖擊時可以達到的靈活價格和工資水平的產出。圖1-4平面繪制部分結構沖擊后的脈沖響應。

圖1表明，靈活價格和工資情況下，正向技術(生產率)沖擊后，產出立刻向上強烈跳躍。與較高的生產率一致，實際工資立刻向上跳躍，從而穩(wěn)定真實邊際成本。更高的產出來自于更高的資本利用率和資本存量增加；與邊際消費效用下降一致，勞動供給和就業(yè)都暫時下降但幅度不大，而真實利率則大幅下降。相反，粘性價格和工資的扭曲經(jīng)濟中，投資依然上漲，但產出、消費和就業(yè)都暫時下降后上漲，資本利用率也下降。雖然生產效率提高帶來邊際成本下降，但因為貨幣政策沒有進行足夠強烈的反應來抵消邊際成本下降，通貨膨脹下降但并不非常強烈。實際工資只緩慢上漲但并不非常顯著。進一步地，與靈活價格和工資相比，粘性工資和價格使得技術沖擊的最優(yōu)化家庭消費擴張效應變弱，勞動供給減少效應變強，而拇指規(guī)則家庭消費和勞動供給則分別由上漲和下降都轉變?yōu)闀簳r下降后上漲。勞動供給沖擊的產出、消費、投資、通貨膨脹和利率響應與生產率沖擊不存在本質區(qū)別，亦不因名義價格和名義工資是否存在粘性而不同。在生產率和勞動供給沖擊都促使產出上漲的意義上，顯然，兩沖擊可以寬泛地稱為供給沖擊。與正生產率沖擊的主要區(qū)別在于就業(yè)上漲和真實工資顯著下降。進一步地，勞動供給沖擊后，最優(yōu)化和拇指規(guī)則家庭響應不同，前者減少勞動供給，消費水平維持不變，而后者勞動供給和消費水平都增加。

圖1 技術沖擊

總需求上漲帶來真實要素價格、真實邊際成本和通貨膨脹上漲壓力。為緩解通貨膨脹壓力，真實利率將上漲。粘性工資和價格情形下，正向偏好沖擊后，消費上漲，產出暫時性上漲，但關于投資具有負向擠出效應?？傂枨笊蠞q引致的生產能力增加主要經(jīng)由提高被安裝資本利用率以及就業(yè)暫時增加實現(xiàn)。偏好沖擊關于通貨膨脹的最終效應相對較小。靈活價格情況下，自然產出水平強烈負向反應。這主要是因為，較高的消費降低了邊際勞動收益，并因此導致勞動供給下降、真實工資上漲。這降低邊際資本產出，并與自然真實利率上漲一起，強烈擠出投資。因而，粘性價格使得偏好沖擊的產出效應由擠出轉變?yōu)槎唐跒檎鰪娤M擠進，減弱真實利率上漲效應，勞動供給由負向轉變?yōu)闀簳r為正，降低投資擠出，資本利用率由負改為正。進一步地，價格和工資粘性使得拇指規(guī)則家庭消費和勞動供給由不受影響轉變?yōu)轱@著擠進和上漲，擴大最優(yōu)化家庭勞動供給下降和消費擠進效應。

投資調整成本函數(shù)負沖擊(也即正向投資沖擊)驅動投資上漲，產出和就業(yè)強烈擴張，消費略為擠進。由于投資沖擊的持續(xù)性較高(0.69)，與偏好沖擊情形相比，關于邊際成本和通貨膨脹的效應更顯著。與靈活價格相比，粘性價格擴大投資專有沖擊的產出、勞動供給、投資和資本利用率上漲效應，減弱真實利率上漲效應，消費發(fā)生擠出到輕微擠進的根本性轉變。拇指規(guī)則家庭消費和勞動供給由不受影響轉變?yōu)轱@著上漲，而最優(yōu)化家庭消費下降和勞動供給上漲效應都被緩解。

與靈活價格情形下政府支出沖擊帶來消費的強力擠出效應和真實工資下降相反，價格和工資粘性使得政府支出沖擊的消費和真實工資動態(tài)呈現(xiàn)短期擴張性，但長期內下降。雖然資本租賃利率上漲，但因為真實工資暫時上漲使得居民勞動供給暫時提高。投資擠出和真實利率上漲效應被緩解，政府支出沖擊的產出效應被擴大進而帶來正產出缺口。拇指規(guī)則家庭消費和勞動供給由不受影響轉變?yōu)闀簳r顯著上漲，而最優(yōu)化家庭消費下降和勞動供給上漲效應都被緩解。綜合而言，粘性價格和工資下，偏好、投資調整成本和政府支出三種沖擊為代表的需求沖擊都帶來正產出缺口。

圖2 工資加成沖擊

如圖2，正向工資加成沖擊后，產出暫時性上漲，消費擠出，就業(yè)和真實工資分別顯著下降和上漲，后者導致邊際成本和通貨膨脹上漲。真實利率上漲，這反應了工資加成沖擊帶來通貨膨脹與產出缺口穩(wěn)定性間權衡的事實。最優(yōu)化家庭消費下降，勞動供給上漲，而拇指規(guī)則家庭消費即期暫時性上漲，勞動供給下降。價格加成沖擊關于產出、通貨膨脹和利率的影響與工資加成沖擊類似。正向價格加成沖擊后，產出下降，消費擠出，通貨膨脹和名義利率都暫時上漲，除前兩期為負外真實利率基本沒有變化，就業(yè)和真實工資都顯著下降。與工資加成沖擊效應相反，真實邊際成本和資本租賃利率下降。風險溢酬沖擊后，資本價值暫時提高，真實邊際成本不受影響，資本租賃利率暫時上漲后下降，投資增加主要由資本利用效率上漲驅動。產出、就業(yè)、真實工資、投資、通貨膨脹和名義利率上漲，真實利率為正。

圖3 利率沖擊

如圖3，短暫利率沖擊導致名義和真實利率短期上漲，進而帶來產出、消費、投資和真實工資下降。由于存在價格粘性，市場出清機制失靈，企業(yè)不調整價格而變動產量，利率對產出、消費、投資以及貨幣政策產生較大影響，導致貨幣至少短期“非中性”。[40]。拇指規(guī)則家庭消費和勞動供給都顯著下降，而最優(yōu)化家庭則強力減少消費但增加勞動供給。正向通脹目標沖擊相當于擴張性貨幣政策，其負向沖擊將得到與圖10類似的脈沖響應。因為通貨膨脹預期上漲不僅沒有立刻導致名義利率上漲，而且，通貨膨脹上漲遠大于利率上漲，因而真實利率為負，存在流動性效應。投資和資本利用率上漲，真實邊際成本和真實工資上漲，勞動供給增加。因為政策變化是逐步實施的，并且預期調整需要時間，通貨膨脹變化的產出和消費效應較大。

(二)方差分解

如圖4，真實GDP變化主要由投資調整、技術、利率和價格加成各沖擊驅動。其中，投資調整成本函數(shù)沖擊最重要，繼第1期解釋44%后隨著期界延展達到60%以上。技術沖擊和價格加成沖擊在第1期分別解釋23%和7.8%，此后基本都穩(wěn)定在10%以上。短期內名義利率沖擊的產出預測誤差具有較大影響，第1期為14%，此后急劇衰減，10期后低于5%。

圖4 產出、通貨膨脹和利率的方差分解

就通貨膨脹的決定性因素而言，顯然，在所有期界內，價格加成都是最重要的驅動力，也即成本推動沖擊解釋了大部分的價格波動。在中到長期，工資加成才變得相對更重要，在第四和十期分別解釋9.24%和15.42%，其他沖擊只解釋了全部通貨膨脹變動中的微小份額，利率沖擊并沒有顯著影響通貨膨脹。各種需求和供給沖擊對通貨膨脹只具有有限效應，技術和偏好沖擊也沒有顯著影響通貨膨脹，可以從如下兩個方面進行解釋。首先，新凱恩斯主義菲利普斯曲線的被估計斜率非常微小(0.036)，所以，只有邊際成本的巨大而持續(xù)性變化才能影響通貨膨脹；其次，就被估計貨幣政策反應函數(shù)而言，中央銀行積極地對產出和通貨膨脹缺口進而對其他沖擊進行反應，籍此有助于封閉產出缺口，并避免若非如此將出現(xiàn)的通貨膨脹或者通貨緊縮壓力。這可以從名義利率預測方差呈現(xiàn)的短期主要由利率沖擊解釋而中長期則由利率沖擊、投資調整成本函數(shù)沖擊、價格加成沖擊和技術沖擊共同驅動的特征得到印證。其中，利率沖擊在第1期解釋83.44%的預測方差，隨著期界延展，投資調整成本函數(shù)、技術沖擊和價格加成沖擊在第四期分別解釋30%、19.5%和13.7%，而利率沖擊貢獻則下降到26.72%。名義利率主要由價格加成沖擊、投資調整成本函數(shù)沖擊和技術沖擊等各種需求和生產率沖擊決定表明，各種沖擊作為產出和通貨膨脹的經(jīng)濟周期波動源泉的相對重要性將非常依賴于貨幣政策體制。

六、我國經(jīng)濟波動動態(tài)的分階段考察

(一)子樣本分析

本部分首先比較兩個子樣本時期的實證估計，并使用這些估計考察經(jīng)濟新常態(tài)情勢下產出和通貨膨脹波動性變動的原因。受樣本數(shù)量限制，分1994Q1-2007Q2和2007Q3-2016Q4兩個子樣本進行貝葉斯估計，結果如表1第8-13列。

首先，考察兩個子樣本時期隨機沖擊過程的持續(xù)性和標準差。通貨膨脹目標持續(xù)性由0.84減弱到0.63，其他沖擊持續(xù)性大體不變。技術沖擊標準差保持不變，偏好、通貨膨脹目標、價格和工資加成沖擊標準差變大，解釋力降低，而政府支出、勞動供給、投資調整成本、利率和風險溢酬諸沖擊標準差變小，解釋力在增強。

(二)反事實分析

反事實分析考察2007Q3以來我國產出增長和通貨膨脹的標準差變化，如表4。首先，與樣本事實相符，產出增長和通貨膨脹在第二個子時期波動性顯著更小。雖然在兩個子樣本時期都會高估產出增長和通貨膨脹標準差，但被估計DSGE模型的確能夠捕捉到兩子樣本時期波動性下降趨勢。其次，反事實分析表明，第二個子時期波動性下降背后存在復雜的隨機沖擊和結構性參數(shù)變化原因。具體而言，第二子樣本時期的沖擊已經(jīng)變得更加溫和。當然，這是勞動供給、投資調整成本和風險溢酬三個沖擊標準差變小以后帶來的產出增長和通貨膨脹波動下降效應(如2007Q3-2014Q4時期反事實“沖擊組1”列對應)，抵消偏好、價格和工資加成三個提高產出增長和通貨膨脹波動上漲效應(如2007Q3-2014Q4時期反事實“沖擊組2”列對應)后的綜合效應；與2007Q3-2014Q4子時期模型預測相比，2007Q3-2014Q4時期反事實分析對應的“隨機沖擊+政策沖擊”GDP和通貨膨脹方差的凈值可歸于2007Q3-2014Q4時期結構性參數(shù)變化，而2007Q3-2014Q4時期反事實分析所對應的“隨機沖擊+政策沖擊”與“隨機沖擊”列GDP和通貨膨脹方差凈值或可歸結為財政和貨幣政策沖擊變化。

表4 GDP與通貨膨脹的實際標準差、基于模型的標準差和反事實標準差

注：“實際”和“模型”分別指基于實際樣本數(shù)據(jù)以及DSGE模型估計生成的標準差；反事實標準差分析中，“隨機沖擊”列對應，保持2007.3-2014.4子時期政策規(guī)則和經(jīng)濟結構性參數(shù)不變，而以1994.1-2007.2子時期隨機沖擊替代2007.3-2014.4子時期所對應的標準差。其中，隨機沖擊對應剔除財政和貨幣政策沖擊外的技術、偏好、價格和工資加成、勞動供給、投資和風險溢酬七個沖擊，沖擊組1對應偏好、價格和工資加成等解釋力降低的三個沖擊，沖擊組2對應勞動供給、投資和風險溢酬等解釋力增強的三個沖擊。類似地，“隨機沖擊+政策沖擊”對應2007.3-2014.4子時期結構性參數(shù)不變，而以1994.1-2007.2子時期沖擊和政策沖擊替代2007.3-2014.4子時期。

七、結論

本文在粘性動態(tài)隨機一般均衡模型框架內實證研究分屬總需求和總供給的十類正交結構性沖擊的經(jīng)濟周期波動效應及其貢獻。以貝葉斯方法估計模型參數(shù)以及控制結構沖擊的隨機過程后，基于邊際似然函數(shù)值指標評價本文被估計DSGE模型樣本外預測能力進而確認模型具有較好地擬合真實數(shù)據(jù)能力。

敏感性分析表明，被估計參數(shù)對每個摩擦的變化相對穩(wěn)健。依據(jù)模型的整體實證績效，名義價格和工資粘性以及投資調整成本函數(shù)沖擊是刻畫中國經(jīng)濟波動的重要名義和真實摩擦。這實際上意味著，我國應進一步推進市場經(jīng)濟體制改革，使得居民和企業(yè)真正成為市場主體，消除制約投資調整成本的體制障礙。為探究摩擦和結構性沖擊驅動我國經(jīng)濟波動的傳導機制，從粘性價格與靈活價格相比較角度，使用被估計的DSGE模型分析我國各種結構性沖擊的脈沖響應發(fā)現(xiàn)：粘性價格和工資或使得諸沖擊的宏觀經(jīng)濟變量響應發(fā)生根本改變，或使得響應規(guī)模發(fā)生變化，異質消費者針對諸沖擊的消費和勞動供給響應也存在差異。實證分析結構性沖擊的經(jīng)濟波動貢獻發(fā)現(xiàn)，驅動產出、通貨膨脹和利率預測誤差方差的結構性沖擊主要分別是投資調整成本函數(shù)沖擊、價格加成沖擊和利率沖擊。

在經(jīng)濟新常態(tài)前后兩個子樣本時期分階段估計模型，考察經(jīng)濟結構性參數(shù)和隨機沖擊標準差的穩(wěn)定性發(fā)現(xiàn)，偏好、通貨膨脹目標、價格和工資加成沖擊解釋力降低，而政府支出、勞動供給、投資、利率和風險溢酬諸沖擊解釋力在增強；家庭相對風險厭惡系數(shù)和習慣形成程度都提高，拇指規(guī)則消費者比例、勞動供給關于真實工資彈性的倒數(shù)以及將就業(yè)調整到合意勞動投入水平的企業(yè)比例都下降。反事實分析表明，我國經(jīng)濟新常態(tài)是隨機沖擊和經(jīng)濟結構參數(shù)共同變動也即周期性因素和結構參數(shù)變化共同驅動的。這表明，宏觀經(jīng)濟基本面和宏觀經(jīng)濟參數(shù)(尤其是潛在產出)的確發(fā)生實質變化，我國宏觀經(jīng)濟政策設計和實踐應順勢調整，繼而為我國“三去一降一補”為主要內容的供給側結構性改革提供支持。

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