我國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)是周期性因素驅(qū)動的么？

周波 侯帥圻 王英家

關(guān)鍵詞： 經(jīng)濟(jì)波動；DSGE模型；周期性因素；結(jié)構(gòu)性沖擊

摘要： 通過拓展Smets and Wouters模型，本文試圖實(shí)證研究各種摩擦和結(jié)構(gòu)性沖擊的經(jīng)濟(jì)周期波動效應(yīng)及貢獻(xiàn)。研究發(fā)現(xiàn)：DSGE模型能較好地擬合真實(shí)數(shù)據(jù)；名義價格和工資粘性以及投資調(diào)整成本沖擊是刻畫中國經(jīng)濟(jì)波動的重要摩擦變量；脈沖效應(yīng)分析表明，粘性價格和工資或使得諸沖擊的宏觀經(jīng)濟(jì)變量響應(yīng)發(fā)生根本改變，或使得響應(yīng)規(guī)模發(fā)生變化，異質(zhì)消費(fèi)者針對諸沖擊的消費(fèi)和勞動供給響應(yīng)也存在差異；驅(qū)動產(chǎn)出、通貨膨脹和利率預(yù)測誤差方差的結(jié)構(gòu)性沖擊主要是投資調(diào)整成本函數(shù)、價格加成和利率沖擊。經(jīng)濟(jì)新常態(tài)前后兩個子樣本分階段估計以及反事實(shí)分析表明，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)是隨機(jī)沖擊和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)參數(shù)共同驅(qū)動的。家庭相對風(fēng)險厭惡系數(shù)和習(xí)慣形成程度都提高，拇指規(guī)則消費(fèi)者比例、勞動供給關(guān)于真實(shí)工資彈性的倒數(shù)以及將就業(yè)調(diào)整到合意勞動投入水平的企業(yè)比例都下降。這表明，我國宏觀經(jīng)濟(jì)基本面和經(jīng)濟(jì)參數(shù)的確發(fā)生實(shí)質(zhì)變化，宏觀經(jīng)濟(jì)政策設(shè)計和實(shí)踐應(yīng)順勢調(diào)整。

中圖分類號： F06102文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A文章編號： 10012435（2018）03008214

Did New Normal of Chinese Economy Driven by Cyclical Factors？Analysis Based on DSGE Model with Frictions and Structural Shocks

ZHOU Bo， HOU Shuaiqi，WANG Jiaying （School of Finance & Taxation， Dongbei University of Finance & Economics， Dalian Liaoning116025， China）

Key words： economic fluctuation； DSGE model； cyclical factors； structural shocks

Abstract： By expanding the model of Smets and Wouters，this paper attempts to empirically research on the economic fluctuation impacts and contributions of various frictions and structural shocks. We find that： the DSGE model is do better in matching real data； Nominal price and wage stickiness and investment adjustment cost shocks are the most important frictions； the sticky price and wages may fundamentally alter the macroeconomic variables responses or change the response size，and the consumption and labor supply responses of heterogeneous consumers to structural shocks are different；the mainly driving forces of the variances of output，inflation and interest rate are such structural shocks as investment adjustment cost function，price markup and interest rate respectively. Subsample estimates of before and after the new normal of the economy and the counterfactual analysis indicate that the new normal economy is mainly driven by variations of stochastic shocks and structural parameters together. The coefficients of relative risk aversion of households and consumption habit are become to be higher，but the rule of thumb households ratio，the inverse of the elasticity of work effort with respect to the real wage and the proportion of enterprises that adjust employment to its desired total labor input become to be lower. Thus，macroeconomic fundamentals and parameters in China have indeed changed，therefore，the design and practice of macroeconomic policies should adjust accordingly.第3期周波，等： 我國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)是周期性因素驅(qū)動的么？ 安徽師范大學(xué)學(xué)報（人文社會科學(xué)版）2018年第46卷

一、引言

實(shí)證經(jīng)濟(jì)波動來源是關(guān)涉經(jīng)濟(jì)周期理論認(rèn)識和宏觀調(diào)控政策選擇的重要問題。1994年以來，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值季度同比增長率和季度通貨膨脹率呈現(xiàn)迥異的運(yùn)行態(tài)勢。關(guān)注經(jīng)濟(jì)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(jì)波動過程的宏大背景，我國學(xué)者關(guān)于“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”的驅(qū)動因素存在兩類截然不同觀點(diǎn)。一類觀點(diǎn)認(rèn)為，中國經(jīng)濟(jì)基本面沒有發(fā)生大變化，全球和中國經(jīng)濟(jì)的周期性原因?qū)е陆?jīng)濟(jì)失速。[13]另一類觀點(diǎn)認(rèn)為，中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性減速主要受經(jīng)濟(jì)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(xué)”技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)消減等因素疊加，導(dǎo)致潛在經(jīng)濟(jì)增長率下降，是長期趨勢性減速而非周期性下滑。[47]兩類觀點(diǎn)的關(guān)鍵區(qū)別在于，宏觀經(jīng)濟(jì)基本面和宏觀經(jīng)濟(jì)參數(shù)（尤其是潛在產(chǎn)出）是否發(fā)生實(shí)質(zhì)變化。秉持或贊同哪類觀點(diǎn)，研究視角和范式差異當(dāng)然都存在重要影響，而對于宏觀經(jīng)濟(jì)判斷和政策選擇更為重要而具有實(shí)質(zhì)意義的問題則在于，如何在理論和實(shí)證一致框架內(nèi)評價兩種觀點(diǎn)分歧。一種可行做法是實(shí)證確定影響經(jīng)濟(jì)波動的各種摩擦和正交結(jié)構(gòu)性沖擊的經(jīng)濟(jì)周期波動效應(yīng)及其貢獻(xiàn)，并進(jìn)而在“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”前后兩個子樣本估計模型，考察結(jié)構(gòu)性參數(shù)和隨機(jī)沖擊標(biāo)準(zhǔn)差的穩(wěn)定性。若兩個子時期的結(jié)構(gòu)性參數(shù)和隨機(jī)沖擊效應(yīng)沒有發(fā)生急劇變化，則可視為支持第一種觀點(diǎn)，反之則反。

梳理經(jīng)濟(jì)周期理論和實(shí)證研究的歷史演進(jìn)發(fā)現(xiàn)，凱恩斯主義和貨幣主義學(xué)派都認(rèn)為，總需求沖擊是引起產(chǎn)出短期波動的主要原因，其中，前者強(qiáng)調(diào)有效需求不足，后者突出貨幣存量的隨機(jī)變化。[8]相反真實(shí)經(jīng)濟(jì)周期理論則將經(jīng)濟(jì)波動歸因于技術(shù)沖擊，開啟經(jīng)濟(jì)波動中關(guān)于總供給層面重要性的理論和實(shí)證研究先河。[910]鑒于基于生產(chǎn)函數(shù)所測算的索洛剩余波動可能會高估技術(shù)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(shù)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(xué)者的研究使得貨幣等名義變量沖擊變得突出重要[1215]，有關(guān)研究包括偏向性技術(shù)變遷對美國經(jīng)濟(jì)周期的影響[16]、名義工資剛性放大生產(chǎn)率沖擊影響[17]，投資專有技術(shù)沖擊解釋美國30%產(chǎn)出波動[18]等。進(jìn)而，新凱恩斯隨機(jī)動態(tài)一般均衡模型框架可以引入各種摩擦和結(jié)構(gòu)性沖擊并實(shí)證研究其經(jīng)濟(jì)波動貢獻(xiàn)。其中，技術(shù)和偏好沖擊以及粘性價格和工資沖擊成為標(biāo)準(zhǔn)配置。

我國學(xué)者研究也表明，粘性價格和投資調(diào)整成本等非完全競爭因素對解釋我國就業(yè)、消費(fèi)和產(chǎn)出波動等經(jīng)驗(yàn)事實(shí)至關(guān)重要。顯然，探求經(jīng)濟(jì)周期性波動來源，不僅需要準(zhǔn)確識別中國經(jīng)濟(jì)特質(zhì)和情境的各種摩擦和沖擊因素，而且應(yīng)該在邏輯一致框架內(nèi)闡明并實(shí)證評價各可能的潛在沖擊和摩擦因素的貢獻(xiàn)。增加拇指規(guī)則消費(fèi)者和內(nèi)生性財政政策規(guī)則，以拓展Smets and Wouters構(gòu)建的NKDSGE模型框架[1920]，本文建立包括八類摩擦和十類結(jié)構(gòu)性沖擊的粘性動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型框架，貝葉斯估計模型參數(shù)以及控制結(jié)構(gòu)沖擊的隨機(jī)過程，進(jìn)而探究總需求和總供給沖擊的經(jīng)濟(jì)周期貢獻(xiàn)，確認(rèn)中國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)是否是由周期性因素驅(qū)動。

二、粘性DSGE模型

（一）家庭部門

有限壽命家庭通過最大化產(chǎn)品和勞動兩因素構(gòu)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(zhì)性家庭[21]：1α的最優(yōu)化家庭消費(fèi)不受流動性約束，能直接利用金融市場，進(jìn)而可跨期替代平滑消費(fèi)；α的拇指規(guī)則家庭消費(fèi)受到流動性約束，消費(fèi)掉全部當(dāng)期可支配收入。

1.最優(yōu)化家庭決策

家庭最大化跨期效用函數(shù)E0∑∞t=0βtεbt（CτotHot）1σc1σc（εLt（lτot）1+σl1+σl，即時效用關(guān)于產(chǎn)品消費(fèi)Cτot和勞動供給lτot可分，Hot=hC0t1引入消費(fèi)過程持續(xù)性[2223]。β、σc和σl分別是貼現(xiàn)因子、消費(fèi)跨期替代彈性倒數(shù)和勞動供給關(guān)于真實(shí)工資彈性倒數(shù)。偏好沖擊εbt=ρbεbt1+ηbt和勞動供給沖擊εLt=ρLεLt1+ηLt都遵循正態(tài)獨(dú)立同分布AR（1）過程。最優(yōu)化家庭跨期預(yù)算約束為bt（Bτot/Pt）=Bτot1/Pt+YτotCτotIτot。其中，價格bt為的一年期債券Bt可應(yīng)對勞動收入變化，收入Yτot=（wτotlτot+Aτot）+（rktzτtKτot1-Ψ（zτt）Kτot1）+Divτt包括勞動收入和證券收益、真實(shí)資本存量收益扣除與可變資本利用率Zt變化相聯(lián)系的資本成本以及中間產(chǎn)品企業(yè)股利，被用于消費(fèi)和資本投資。假定不同類型家庭財富的邊際效用相同。家庭將同質(zhì)資本租賃給中間產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)并基于投資調(diào)整成本決定資本積累量。資本租賃利率rkt上漲將促使資本存量集約利用。[24]出租資本服務(wù)收入同時取決于上一期安裝的資本存量和可變資本利用率zt，由此資本租賃利率平滑調(diào)整。[25]以消費(fèi)品表示調(diào)整資本利用率成本，假定資本利用率為1時資本利用成本為零。

首先，消費(fèi)最優(yōu)一階條件為Etβλt+1λtRtPtPt+1=1。債券名義收益率Rt=1/bt，邊際消費(fèi)效用λt=εbt（CtHt）σc。x^t=lnxtlnx為xt對穩(wěn)態(tài)水平x的偏離。最優(yōu)家庭消費(fèi)為C^0t=h1+hC^0t1+11+hEtC^0t+11h（1+h）σc（R^tEtπ^t+1）+1h（1+h）σc（ε^btEtε^bt+1）。外部消費(fèi)習(xí)慣擴(kuò)展常見消費(fèi)一階條件：h=0時為傳統(tǒng)遠(yuǎn)瞻消費(fèi)方程，h≠0時為過去和預(yù)期未來消費(fèi)的加權(quán)平均。消費(fèi)利率彈性同時取決于σc和h：給定σc，h越高越傾向于降低真實(shí)利率關(guān)于消費(fèi)的影響。

其次，假定提高安裝耗時一期的投資I0t或已安裝資本利用率，都能夠增加資本租賃服務(wù)供給。資本積累方程K0t=（1τ）K0t1+I0t[1S（εItI0t/I0t1）]中，τ是折舊率。投資調(diào)整成本S（·）是投資水平變化的增函數(shù)，投資水平不變的穩(wěn)態(tài)中S（·）=0。假設(shè)圍繞均衡的一階導(dǎo)數(shù)為0，因此調(diào)整成本只取決于二階導(dǎo)數(shù)。調(diào)整成本函數(shù)沖擊εΙt=ρIεIt1+ηIt遵循正態(tài)獨(dú)立同分布AR（1）過程。真實(shí)資本和投資價值、資本利用率條件為Q=Et{βλt+1λt（Qt+1（1τ）+zt+1rkt+1Ψ（zt+1））}、QtS′（εΙτΙ0tI0t1）εΙτΙ0tI0t1βEtQt+1λt+1λtS′（εΙt+1Ι0t+1I0t）（εΙt+1Ι0t+1I0t）I0t+1I0t+1=Qt[1S（εΙtΙ0tI0t1）]和rkt=ψ（zt）。這意味著：被安裝資本的價值取決于將折舊率考慮在內(nèi)的預(yù)期未來價值以及資本租賃利率乘以預(yù)期資本利用率捕捉的預(yù)期未來收益。存在可變資本利用率降低產(chǎn)出變化關(guān)于資本租賃利率影響，并因此平滑邊際成本對產(chǎn)出波動的反應(yīng)。對數(shù)線性化得到資本積累K^t=（1-τ）K^t1+τI^t和投資方程I^t=11+βI^t1+β1+βEtI^t+1+φ1+βQ^tβEtε^It+1ε^It1+β，φ=1/S″。投資調(diào)整成本函數(shù)沖擊ε^It是負(fù)向投資沖擊，將暫時降低投資。對應(yīng)地，Q^0t1=（R^tπ^t+1）+（1τ1τ+rk）EtQ^t+1+（rk1τ+rk）Etr^kt+1+ηQt，β=1/（1τ+rk）。資本存量現(xiàn)值與預(yù)期真實(shí)利率負(fù)相關(guān)，與預(yù)期未來價值和租金率正相關(guān)。風(fēng)險溢酬沖擊捕獲資本成本變化，假定其遵循正態(tài)獨(dú)立同分布過程。

2.拇指規(guī)則家庭決策

拇指規(guī)則家庭跨期效用函數(shù)為E0∑∞t=0βtεbt[（CτrHrt）1σc1σcεLt（Iτr）1+σc1+σc]，Cτr和Iτr分別為消費(fèi)和勞動供給，預(yù)算約束為Crt=wtlrt。對數(shù)線性化得到C^rt=w^t+l^rt和σll^rt=ε^Lt+w^t（σc/（1h））（C^rthC^rt1）。拇指規(guī)則家庭消費(fèi)不受利率影響，只與工資和勞動供給正相關(guān)，進(jìn)而受到σl、σc和h影響。

3.勞動力供給和工資設(shè)定

每個家庭提供不同類型勞動，因而可以視為工資設(shè)定者。假定家庭只有在接收到工資隨機(jī)變動信號時才依概率1ξw調(diào)整工資[26]，將未來不能重新最優(yōu)化考慮在內(nèi)調(diào)整名義最優(yōu)工資并設(shè)定為wτt，比例為ξw，不能調(diào)整工資的企業(yè)為ξw，則將工資指數(shù)化為Wτt=（Pt1/Pt2）γwWtt1。可以調(diào)整工資的家庭受約束于跨期預(yù)算約束最大化跨期目標(biāo)函數(shù)，勞動需求為lτt=（Wτt/Wt）（1+λw，t）/λwtLt?？倓趧有枨驦t=[∫10（lτt）1/1+λw，tdτ]1+λw，t和總名義工資Wt=[∫10（Wτt）1/λw，tdτ]λw，t為DixitStiglitz型加總。最優(yōu)工資加成為wtPtEt∑∞i=0βiξiw（（Pt/Pt1）γwPt+i/Pt+i1）lτt+iUcl+i1+λw，t+1=Et∑∞i=0βiξiwlτt+iUll+i，Ult+i和Uct+i分別是邊際勞動和消費(fèi)效用。這意味著，名義工資設(shè)定滿足：勞動邊際報酬現(xiàn)值等于邊際成本（工作的主觀成本）現(xiàn)值的加成。工資充分靈活時，實(shí)際工資將是勞動邊際負(fù)效用與額外一單位消費(fèi)的邊際效用的現(xiàn)值比率的加成1+λw，t。假設(shè)工資加成沖擊λw，t=λw+ηwt圍繞常數(shù)正態(tài)獨(dú)立同分布。引入不能重新最優(yōu)化的局部工資指數(shù)化γw，總工資指數(shù)（Wt）1/λw，t=（1ξw）（wt）1/λw，t+ξw（wt1（Pt1/Pt2）γw）1/λw，t也依賴過去通脹率，對數(shù)線性化為w^t=β1+βEtw^t+1+11+βw^t1+β1+βEtπ^t+1+1+βγw1+βπ^t+γw1+βπ^t111+β（1βξw）（1ξw）1+（1βξw）σlλwξw（w^tσlL^tσc1h（C^thC^t1）ε^Ltηwt）。真實(shí)工資是預(yù)期和過去真實(shí)工資以及預(yù)期、當(dāng)期和過去通貨膨脹率的函數(shù)，相對權(quán)重取決于非最優(yōu)工資指數(shù)化程度。γw為零時不存在指數(shù)化，不能調(diào)整工資的企業(yè)保持工資不變，真實(shí)工資與滯后通貨膨脹率無關(guān)；γw=1時則完全指數(shù)化為過去通貨膨脹。實(shí)際真實(shí)工資偏離靈活工資存在負(fù)向效應(yīng)。該效應(yīng)規(guī)模越大，工資剛性程度越小，勞動需求彈性越低，勞動供給彈性的倒數(shù)越小，也即勞動供給曲線越平緩。

（二）生產(chǎn)一種最終產(chǎn)品和中間產(chǎn)品集j∈[0，1]的技術(shù)與企業(yè)

1.最終產(chǎn)品企業(yè)。完全競爭最終產(chǎn)品企業(yè)生產(chǎn)Yt=[∫10（yjt）1/1+λp，tdj]1+λp，t，用于消費(fèi)和投資，yjt是中間產(chǎn)品j，λp，t=λp+ηpt是產(chǎn)品市場時變加成隨機(jī)參數(shù)，ηpt為正態(tài)獨(dú)立同分布，被解釋為對通貨膨脹方程的成本推動沖擊。成本最小化滿足yjt=（Pjt/Pt）（1+λp，t）/λp，tYt，Pjt和Pt分別是中間和最終產(chǎn)品價格。完全競爭市場意味著Pt=[∫10（Pjt）1/λp，tdj]λp，t。

2.中間產(chǎn)品企業(yè)。中間產(chǎn)品市場是壟斷競爭的，每個企業(yè)為生產(chǎn)差異性中間產(chǎn)品進(jìn)行勞動和資本投入決策。中間產(chǎn)品生產(chǎn)函數(shù)yjt=εαtKαj，tL1aj，tΦ，生產(chǎn)率沖擊εαt=ρεαt1+ηαt遵循AR（1）過程，K%j，t=ztKjt1、Ljt1和Φ分別是資本的有效利用、企業(yè)使用的不同類型勞動和固定成本。成本最小化意味著WtLj，t/rktK%j，t=（1α）/α，也即中間產(chǎn)品企業(yè)資本與勞動比率等于總資本與勞動比率。企業(yè)邊際成本MCt=（1/εαt）W1αt（rkt）α（αα（1α）（1α）），取決于工資和資本租金率，獨(dú)立于被生產(chǎn)的中間產(chǎn)品。因而，就給定的已安裝資本存量而言，L^t=w^t+（1+ψ）γ^kt+K^t1，ψ=ψ′（1）/ψ″（1）是資本利用成本函數(shù)彈性的倒數(shù)，勞動需求與真實(shí)工資單位彈性負(fù)相關(guān)，與資本租金率正相關(guān)。

企業(yè)j在其所生產(chǎn)產(chǎn)品市場具有市場支配力。不能調(diào)整價格的企業(yè)將價格局部指數(shù)化為上一期通貨膨脹[27]，概率為1-ξp的重新確定最優(yōu)化價格的企業(yè)以貼現(xiàn)率βρt最大化預(yù)期利潤。其中，名義利潤為πjt=（pjt/pt）（1+λp，t）/λp，t（pjtMCt）（Yt）MCtΦ。重新確定價格的企業(yè)利潤最大化滿足Et∑∞i=0βiξipλt+iyjt+i（PjiPi（Pt1+i/Pt1）γpPt+i/Pt（1+λp，t+i）mct+i=0，因而，價格是加權(quán)邊際成本加成。完全價格彈性時加成為1+λp，t；存在粘性價格時，經(jīng)濟(jì)受到外部沖擊，加成隨時間變化。正需求沖擊降低加成，刺激就業(yè)、投資和真實(shí)產(chǎn)出?？傮w價格運(yùn)動滿足（Pt）1/λp，t=（1ξp）（Pjt）1/λp，t+ξp（Pt1（Pt1Pt2）γp）1λp，t，進(jìn)而NK菲利普斯曲線π^t=β1+βγpEtπ^t+1+γp1+βγpπ^t1+11+βγp（1βξp）（1ξp）ξp[αr^Kt+（1α）w^tε^αt+ηpt）。通貨膨脹取決于過去和預(yù)期未來通貨膨脹以及作為資本租賃利率、真實(shí)工資和生產(chǎn)率參數(shù)函數(shù)的當(dāng)期邊際成本。因而，指數(shù)化決定通貨膨脹過程被如何后顧，其為零時簡化為標(biāo)準(zhǔn)完全前瞻菲利普斯曲線。通貨膨脹關(guān)于邊際成本變化的彈性主要取決于價格粘性程度。價格靈活且價格加成沖擊為零時，方程簡化為通常情形。其中，靈活價格經(jīng)濟(jì)中，真實(shí)邊際成本為1。注意到，工資和價格都被設(shè)定為當(dāng)前與預(yù)期邊際成本的函數(shù)，且受歷史通貨膨脹率水平影響，這增強(qiáng)Calvo工資和價格設(shè)定的微觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。

（三）加總、市場均衡和線性化

加總各宏觀變量得到Ct=αCrt+（1α）C0t、Kt=（1α）K0t、lt=αlrt+（1α）l0t、It=（1α）I0t和Bt=（1α）B0t。中間產(chǎn)品企業(yè)資本需求等于家庭供給，勞動需求等于勞動供給，資本和勞動市場都均衡。資本市場均衡意味著投資者以市場利率Rt持有政府債務(wù)，利率由描述貨幣政策決策的反應(yīng)函數(shù)決定。最終產(chǎn)品市場均衡Y^t=ε^αt+αK^t1+αΨγ^Kt+（1α）L^t，ky和gy分別為穩(wěn)態(tài)資本和政府支出產(chǎn)出比，是1加上固定成本的產(chǎn)出份額。

實(shí)證貨幣政策反應(yīng)函數(shù)設(shè)定為R^t=ρR^t1+（1ρ）{πt+rπ（π^t1πt）+rY（Y^tY^Pt）}+rVy（Y^tY^PtY^t1Y^Pt1））+ηpt。貨幣當(dāng)局遵循廣義泰勒規(guī)則，利率不僅在短期對通貨膨脹和產(chǎn)出缺口的當(dāng)期變化進(jìn)行反應(yīng)，而且對滯后通貨膨脹偏離通貨膨脹目標(biāo)以及滯后產(chǎn)出缺口反應(yīng)。ρ捕捉利率平滑程度。貨幣政策沖擊包括兩個：對通貨膨脹目標(biāo)的持續(xù)沖擊πt-ρππt1+ηpt遵循AR（1）過程；可被解釋為貨幣政策沖擊的暫時正態(tài)獨(dú)立同分布利率沖擊ηRt。財政政策規(guī)則設(shè)定為G^t=GG^t1+（1G）G（Y^tY^pt）+sG（Y^tY^pt1（Y^t1Y^pt1））+εGt，G、G和sG分別捕捉政府支出平滑、政府支出對當(dāng)期產(chǎn)出缺口和產(chǎn)出缺口變化的反應(yīng)。假定外生政府支出沖擊遵循正態(tài)獨(dú)立同分布AR（1）過程εGt=ρεGt1+ηGt。因而，內(nèi)生變量構(gòu)成的線性理性預(yù)期方程系統(tǒng)的隨機(jī)行為由10個外生沖擊變量驅(qū)動：5個技術(shù)和偏好沖擊εαt，εIt，εbt，εLt，εGt、3個成本推動沖擊ηwt，ηpt，ηQt和2個貨幣政策沖擊πt，ηRt，分別遵循獨(dú)立的AR（1）隨機(jī)過程和獨(dú)立同分布過程。

三、實(shí)證估計結(jié)論與動態(tài)模擬

（一）數(shù)據(jù)選取與處理

實(shí)證季度數(shù)據(jù)源于1994Q12016Q4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(chǎn)出、消費(fèi)、政府支出、政府投資和企業(yè)投資分別以國內(nèi)生產(chǎn)總值、社會消費(fèi)品零售總額、全國財政支出、固定資產(chǎn)投資中來源于國家預(yù)算資金額以及固定資產(chǎn)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(nóng)村家庭年度人均工資性收入乘以相應(yīng)人口數(shù)得當(dāng)年全部家庭工資收入總額，除以當(dāng)年城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭就業(yè)總?cè)丝冢M(jìn)而采用數(shù)據(jù)頻率轉(zhuǎn)換方法進(jìn)行季度轉(zhuǎn)換。每季度所屬三個月的月度頻率“家庭消費(fèi)價指數(shù)”同比數(shù)據(jù)算術(shù)平均得到家庭消費(fèi)價格季度指數(shù)，用以平減有關(guān)變量轉(zhuǎn)為真實(shí)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(chǎn)出、政府和企業(yè)投資、消費(fèi)和人均工資經(jīng)當(dāng)季通貨膨脹率處理為真實(shí)值并進(jìn)行季節(jié)調(diào)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。19941995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(quán)平均利率”算術(shù)平均，利率目標(biāo)為中央銀行控制的三個月期人民幣基準(zhǔn)存款利率，進(jìn)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(jì)沖擊做出反應(yīng)，故使用就業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行度量[19]。假設(shè)給定時間只有比例的企業(yè)能夠?qū)⒕蜆I(yè)調(diào)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(shè)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(diào)整方法轉(zhuǎn)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(diào)整后以HP濾波去勢。

（二）參數(shù)設(shè)定和先驗(yàn)分布

依經(jīng)驗(yàn)和實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)校準(zhǔn)部分參數(shù)和變量值。設(shè)定為099[29]、和設(shè)定為05和0025。[3031]年穩(wěn)態(tài)真實(shí)利率、總產(chǎn)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(fèi)的產(chǎn)出占比分別校準(zhǔn)為固定資產(chǎn)投資完成額和社會消費(fèi)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048和0387。

表1的第24列給出被估計參數(shù)先驗(yàn)分布假設(shè)。所有沖擊標(biāo)準(zhǔn)差被假定為自由度為2的逆Gamma分布，確保沖擊標(biāo)準(zhǔn)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(shè)定中的Calvo參數(shù)以及通貨膨脹指數(shù)化等01間參數(shù)，被假定服從均值為05的貝塔分布，標(biāo)準(zhǔn)差被設(shè)定為覆蓋合理參數(shù)范圍值。拇指規(guī)則消費(fèi)者比例、習(xí)慣參數(shù)、技術(shù)、偏好、通貨膨脹目標(biāo)和投資沖擊中的持久性參數(shù)被假定服從均值為07、標(biāo)準(zhǔn)誤差為01的貝塔分布。對于不能明確確定取值范圍的參數(shù)，設(shè)定為Normal分布?？缙谔娲鷱椥员辉O(shè)定為均值1、標(biāo)準(zhǔn)差0375。生產(chǎn)函數(shù)中的固定成本份額被先驗(yàn)設(shè)定為均值145、標(biāo)準(zhǔn)差為0125。[19]資本利用成本函數(shù)彈性表1參數(shù)假設(shè)及貝葉斯估計結(jié)果

參數(shù)先驗(yàn)

分布均值標(biāo)準(zhǔn)差199412014419941200722007320144后驗(yàn)

均值SD95%置信

區(qū)間后驗(yàn)

均值SD95%置信

區(qū)間后驗(yàn)

均值SD95%置信

區(qū)間ahγwξwξeγPξPρGρa(bǔ)ρbρGρπρLρIBeta070105126008 [036，066]0712012 [054，086]04986010[033，068]0701048009 [032，065]04671008 [031，064]07207008[056，087]050108721006 [070，097]07919008[061，094]06756012[045，088]0501507207006 [051，090]05725005 [048，067]06195007[048，075]05015029006 [019，039]04122006 [031，053]02018006[008，031]050107354006 [058，085]0579009 [038，077]07246010[055，092]0501508321004 [076，090]07369004 [065，082]0745005[064，084]0500105101001 [049，053]05083001 [049，053]05023001[048，052]050105028001 [048，052]05016001 [048，052]0502001[048，052]070106606007 [051，080]06524009 [047，079]07775006[065，090]070105787008 [042，074]0606009 [042，079]06278009[044，080]050106814013 [045，085]06163012 [040，080]06862007[054，082]070107868003 [063，089]08423002 [079，089]0631005[051，077]050106009010 [037，078]06192016 [038，084]04965011[030，070]07010627010 [043，082]06665010 [048，086]06608011[046，087] σcσl1/φ1/ψrπrΔπrYrΔyGsGN

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l1037512476024 [082，178]08076025 [041，122]13049032[067，194]20519653046 [113，280]26156045 [182，353]17026051[075，276]41543397096 [267，630]368097 [112，583]21573043[081，404]02007502718006 [014，041]02698008 [013，040]02771007[014，040]145012518094011 [162，203]16668012 [148，187]15879011[136，181]170112886010 [106，149]15497010 [138，172]16458010[145，182]030103287007 [020，046]03728008 [022，052]02923008[014，048]012500502914004 [022，037]01976005 [011，029]01706004[007，026]006250050055002 [009，0005]00237003 [008，003]00173003[006，009]060105307010 [032，071]05607010 [037，074]05699010[038，077]0100500456005 [006，014]00659005 [004，01600802005[003，018]ηatηbtηπtηGtηLtηItηRtηQtηPtηwtI

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m

a001INF0008900011[0007，0011]000950002 [0007，0013]001060002[0007，0015]003INF0083800206[0042，0140]010390024 [0050，0184]011060036[0049，0182]0015INF0022100086[0003，0045]002630004 [0019，0035]002990005[0020，0042]002INF0158400143[0133，0185]017880020 [0142，0216]008210011[0058，0105]006INF0066600109[0016，0121]003670016 [0016，0061]003870011[0013，0076]001INF0005100013[0002，0009]000820002 [0002，0021]000560001[0002，0010]001INF000200003[0001，0003]0002800004 [0002，0004]000440001[0002，0007]006INF022500562[0123，0332]022730065 [0042，0381]004150009[0015，0072]001INF001300012[0011，0015]001260001 [0010，0015]00170003[0011，0024]001INF0007600007[0006，0009]000360001 [0002，0005]001520002[0010，0021]被假定均值02、標(biāo)準(zhǔn)差015，投資調(diào)整成本參數(shù)設(shè)定為均值4、標(biāo)準(zhǔn)差15。[15]，[32]勞動供給彈性被假定為均值2、標(biāo)準(zhǔn)差05。就業(yè)參數(shù)設(shè)定為均值05、標(biāo)準(zhǔn)差015。貨幣政策規(guī)則關(guān)于通貨膨脹和產(chǎn)出缺口的長期反應(yīng)均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別設(shè)定為17和0125以及01和005，關(guān)于通貨膨脹和產(chǎn)出缺口變化的短期反應(yīng)相關(guān)系數(shù)先驗(yàn)均值為03和00625，標(biāo)準(zhǔn)差為01和005。財政政策規(guī)則關(guān)于產(chǎn)出缺口的長期和短期反應(yīng)均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別設(shè)定為06和0125以及01和005。

（三）估計結(jié)果

以我國真實(shí)GDP、消費(fèi)、投資、政府支出、GDP平減因子、真實(shí)工資、就業(yè)和名義利率等八個主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量為觀測變量，利用Matlab 14的Dynare402工具箱MetropolisHasting算法，對模型進(jìn)行20000次模擬，并選取其中10000次模擬值進(jìn)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3335%和2487%，位于合理區(qū)間。估計結(jié)果如表1第57列?？傮w上，絕大多數(shù)參數(shù)被估計為顯著異于0。技術(shù)、偏好、通貨膨脹目標(biāo)、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058079間。

就Calvo參數(shù)而言，價格和工資粘性參數(shù)后驗(yàn)分布均值分別為083和072，相對于先驗(yàn)往右移動，標(biāo)準(zhǔn)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(diào)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071[33]以及徐高的074[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(yàn)均值分別為074和087，這意味著通貨膨脹和真實(shí)工資方程中的滯后通貨膨脹權(quán)重分別為043和044?？缙谔娲鷱椥怨烙嫗?25，大于常見RBC文獻(xiàn)中的051假設(shè)值。外部習(xí)慣沖擊被估計約為過去消費(fèi)的48%。忽略偏好沖擊時短期利率預(yù)期連續(xù)四個季度上漲1%對最優(yōu)化消費(fèi)的影響為042。投資調(diào)整成本參數(shù)后驗(yàn)均值為434，相對于先驗(yàn)右移，表明投資對資本價值變化反應(yīng)更緩慢。固定成本參數(shù)的后驗(yàn)均值181高于先驗(yàn)分布假設(shè)，調(diào)整資本利用率成本函數(shù)彈性估計為027。勞動供給彈性為197的中等規(guī)模估計。就實(shí)證貨幣和財政政策反應(yīng)函數(shù)估計而言，利率和政府支出都存在分別為051和05的顯著平滑。利率對滯后通貨膨脹和產(chǎn)出缺口的反饋反應(yīng)分別為129和029，對通貨膨脹當(dāng)期變化的反應(yīng)為033，而對當(dāng)期產(chǎn)出缺口變化的反應(yīng)不顯著。政府支出對當(dāng)期產(chǎn)出缺口的反應(yīng)為053，而對于產(chǎn)出缺口變化的反應(yīng)則不顯著。

四、模型穩(wěn)健性分析

（一）樣本外預(yù)測能力評估

為考察被估計DSGE模型擬合真實(shí)數(shù)據(jù)能力，基于邊際似然（marginal likelihood）函數(shù)值評價樣本外預(yù)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(yù)測能力。BVAR模型包含變量為產(chǎn)出、私人投資、居民消費(fèi)、通貨膨脹和勞動供給的實(shí)際對數(shù)值。由于樣本容量限制，模型的最大滯后階數(shù)設(shè)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(yàn)分布，其中，前者將超參數(shù)（λ0，λ1，λ3，λ4，λ6，）分別設(shè)定為（1，1，1，01，1，1），后者基于中國宏觀月度數(shù)據(jù)調(diào)整設(shè)定為（08，05，05，12，5，5），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(diào)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(jié)構(gòu)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(guān)信息，其預(yù)測效果也會好于BVAR模型。

表2DSGE和BVAR模型的邊際似然值比較

模型階數(shù)Sims and Zha先驗(yàn)Higgins等先驗(yàn)BVAR（1）11356281119494BVAR（2）1103036109386BVAR（3）10739691071577BVAR（4）9758641053683DSGE模型145262145262（二）摩擦實(shí)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(xiàn)，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(jié)構(gòu)性和隨機(jī)沖擊過程參數(shù)的眾數(shù)估計。與第二列基于后驗(yàn)眾數(shù)的基準(zhǔn)估計進(jìn)行比較，可以判斷模型表現(xiàn)以及對應(yīng)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01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001后，前者對應(yīng)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(biāo)準(zhǔn)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(fèi)者比例、調(diào)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057、028和087下降到024、019和055。從實(shí)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表3名義與真實(shí)摩擦重要性的實(shí)證檢驗(yàn)

基準(zhǔn)ξw=01ξP=01γw=001γp=0011/φ=01h=011/ψ=099=11邊際似然145214181375145014731406146014631453結(jié)構(gòu)參數(shù)的眾數(shù)a056270244405538079950792906666050480571107609h046670388104863042190612504173010506805747γw086540549409012001076220809094050847807676ξw06288010623054630725806106084040613307375ξe02771019190279403249033780214502430346304019γp070710686069120086100105389075620657201311ξp08257076950108190827508289087790765808263ρ051240510405117051280512205075050940513405135G05014050140501705022050220500405015050105024ρa(bǔ)06799070110718058550587207317070650685206209ρb05922072180625206396071340708607410564407116ρG066450662506648086860906304475077010518908949ρπ083440756406956093540950208629074060823809364ρL05101072950496504887063605353066280502506382ρI069070662707284080820652307341067680691507066σc1271307658101081660610089097411571238810082σl209092537251582212524498292851716322501241781/φ3934627404108226879375793014154342883688821/ψ0275802743050750358103671029502409099041918081942165111652916688163531831718211rπ13149145415459143421457414451124841457313626rΔπ03358023760222907188067660405030330369107035rY0296303183021650140700966034370323020510145rΔy004590061100021001660019600112007120008800253G053180517605372058730594705463053760536505755sG004310033005310043005310059700590048900377ηat00085000720008200093000950007800080008700125ηbt00879003320066021520013500812004250091400135ηπt00355003070034100352003300324000590031600403ηGt015110148601453016440168301364015640135601672ηLt002750038300238002750108100205008390024801033ηIt0004000390010400040008601489000380004300058ηRt000210002300026000160001600025000160002300017ηQt020690144900445034110334900105021030229803155ηPt0012600143022180002100020013700121001360002ηwt00076000420009001190007900076000710007800079同性質(zhì)企業(yè)的產(chǎn)品價格調(diào)整不同步等角度進(jìn)行解釋。[37]

最重要的真實(shí)摩擦是投資調(diào)整成本。將投資調(diào)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(yīng)更迅速，導(dǎo)致邊際似然降低46。這與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期我國特色的“投資拉動”增長方式和投資體制有關(guān)，符合包含投資調(diào)整成本的模型能在相當(dāng)程度上解釋中國宏觀經(jīng)濟(jì)動態(tài)的既有研究。[31]，[37]典型地，王君斌從政府主導(dǎo)或推動投資比例較高角度解釋[38]，國有投資進(jìn)入成本低、投資規(guī)模大、期限長且重復(fù)建設(shè)普遍，國民經(jīng)濟(jì)整體和長期性資本存量規(guī)模巨大，與預(yù)算軟約束、地方保護(hù)相耦合，退出障礙進(jìn)而資本調(diào)整成本較高。楊柳等探究我國城市化進(jìn)程中基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和房地產(chǎn)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(diǎn)決定了投資調(diào)整難度和成本高。降低消費(fèi)中的習(xí)慣形成和生產(chǎn)函數(shù)中的固定成本份額以及提高調(diào)整資本利用率成本函數(shù)彈性都導(dǎo)致邊際似然提高，不會實(shí)證影響模型效果。降低消費(fèi)中的習(xí)慣形成這一真實(shí)摩擦?xí)r，名義剛性提高。因而，模型動態(tài)主要由生產(chǎn)率、投資、消費(fèi)和政府支出高而更持續(xù)的外生沖擊驅(qū)動。依據(jù)模型的整體實(shí)證績效，價格和工資粘性以及投資調(diào)整成本函數(shù)沖擊是刻畫中國經(jīng)濟(jì)波動的重要摩擦。

五、粘性和結(jié)構(gòu)性沖擊效應(yīng)的動態(tài)隨機(jī)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(jié)構(gòu)性沖擊的脈沖響應(yīng)，進(jìn)而實(shí)證分析這些結(jié)構(gòu)性沖擊的經(jīng)濟(jì)波動貢獻(xiàn)。

（一）脈沖響應(yīng)

源于工資加成、價格加成和風(fēng)險溢籌沖擊這三個無效加成的隨機(jī)變化沖擊，導(dǎo)致產(chǎn)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(chǎn)出將提高，靈活價格水平時的產(chǎn)出和真實(shí)利率水平就是有效率的，并因此可被視為適意的目標(biāo)水平。貨幣當(dāng)局不應(yīng)為這些變化提供融資便利，相反應(yīng)盡量使產(chǎn)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(chǎn)出缺口穩(wěn)定之間的權(quán)衡。也就是說，靈活價格和工資對應(yīng)的貨幣政策應(yīng)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(biāo)產(chǎn)出水平被定義為不存在加成沖擊時可以達(dá)到的靈活價格和工資水平的產(chǎn)出。圖1-4平面繪制部分結(jié)構(gòu)沖擊后的脈沖響應(yīng)。

圖1表明，靈活價格和工資情況下，正向技術(shù)（生產(chǎn)率）沖擊后，產(chǎn)出立刻向上強(qiáng)烈跳躍。與較高的生產(chǎn)率一致，實(shí)際工資立刻向上跳躍，從而穩(wěn)定真實(shí)邊際成本。更高的產(chǎn)出來自于更高的資本利用率和資本存量增加；與邊際消費(fèi)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(shí)利率則大幅下降。相反，粘性價格和工資的扭曲經(jīng)濟(jì)中，投資依然上漲，但產(chǎn)出、消費(fèi)和就業(yè)都暫時下降后上漲，資本利用率也下降。雖然生產(chǎn)效率提高帶來邊際成本下降，但因?yàn)樨泿耪邲]有進(jìn)行足夠強(qiáng)烈的反應(yīng)來抵消邊際成本下降，通貨膨脹下降但并不非常強(qiáng)烈。實(shí)際工資只緩慢上漲但并不非常顯著。進(jìn)一步地，與靈活價格和工資相比，粘性工資和價格使得技術(shù)沖擊的最優(yōu)化家庭消費(fèi)擴(kuò)張效應(yīng)變?nèi)?，勞動供給減少效應(yīng)變強(qiáng)，而拇指規(guī)則家庭消費(fèi)和勞動供給則分別由上漲和下降都轉(zhuǎn)變?yōu)闀簳r下降后上漲。勞動供給沖擊的產(chǎn)出、消費(fèi)、投資、通貨膨脹和利率響應(yīng)與生產(chǎn)率沖擊不存在本質(zhì)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(chǎn)率和勞動供給沖擊都促使產(chǎn)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(chǎn)率沖擊的主要區(qū)別在于就業(yè)上漲和真實(shí)工資顯著下降。進(jìn)一步地，勞動供給沖擊后，最優(yōu)化和拇指規(guī)則家庭響應(yīng)不同，前者減少勞動供給，消費(fèi)水平維持不變，而后者勞動供給和消費(fèi)水平都增加。

圖1技術(shù)沖擊

總需求上漲帶來真實(shí)要素價格、真實(shí)邊際成本和通貨膨脹上漲壓力。為緩解通貨膨脹壓力，真實(shí)利率將上漲。粘性工資和價格情形下，正向偏好沖擊后，消費(fèi)上漲，產(chǎn)出暫時性上漲，但關(guān)于投資具有負(fù)向擠出效應(yīng)。總需求上漲引致的生產(chǎn)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(shí)現(xiàn)。偏好沖擊關(guān)于通貨膨脹的最終效應(yīng)相對較小。靈活價格情況下，自然產(chǎn)出水平強(qiáng)烈負(fù)向反應(yīng)。這主要是因?yàn)?，較高的消費(fèi)降低了邊際勞動收益，并因此導(dǎo)致勞動供給下降、真實(shí)工資上漲。這降低邊際資本產(chǎn)出，并與自然真實(shí)利率上漲一起，強(qiáng)烈擠出投資。因而，粘性價格使得偏好沖擊的產(chǎn)出效應(yīng)由擠出轉(zhuǎn)變?yōu)槎唐跒檎鰪?qiáng)消費(fèi)擠進(jìn)，減弱真實(shí)利率上漲效應(yīng)，勞動供給由負(fù)向轉(zhuǎn)變?yōu)闀簳r為正，降低投資擠出，資本利用率由負(fù)改為正。進(jìn)一步地，價格和工資粘性使得拇指規(guī)則家庭消費(fèi)和勞動供給由不受影響轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著擠進(jìn)和上漲，擴(kuò)大最優(yōu)化家庭勞動供給下降和消費(fèi)擠進(jìn)效應(yīng)。

投資調(diào)整成本函數(shù)負(fù)沖擊（也即正向投資沖擊）驅(qū)動投資上漲，產(chǎn)出和就業(yè)強(qiáng)烈擴(kuò)張，消費(fèi)略為擠進(jìn)。由于投資沖擊的持續(xù)性較高（069），與偏好沖擊情形相比，關(guān)于邊際成本和通貨膨脹的效應(yīng)更顯著。與靈活價格相比，粘性價格擴(kuò)大投資專有沖擊的產(chǎn)出、勞動供給、投資和資本利用率上漲效應(yīng)，減弱真實(shí)利率上漲效應(yīng)，消費(fèi)發(fā)生擠出到輕微擠進(jìn)的根本性轉(zhuǎn)變。拇指規(guī)則家庭消費(fèi)和勞動供給由不受影響轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著上漲，而最優(yōu)化家庭消費(fèi)下降和勞動供給上漲效應(yīng)都被緩解。

與靈活價格情形下政府支出沖擊帶來消費(fèi)的強(qiáng)力擠出效應(yīng)和真實(shí)工資下降相反，價格和工資粘性使得政府支出沖擊的消費(fèi)和真實(shí)工資動態(tài)呈現(xiàn)短期擴(kuò)張性，但長期內(nèi)下降。雖然資本租賃利率上漲，但因?yàn)檎鎸?shí)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(shí)利率上漲效應(yīng)被緩解，政府支出沖擊的產(chǎn)出效應(yīng)被擴(kuò)大進(jìn)而帶來正產(chǎn)出缺口。拇指規(guī)則家庭消費(fèi)和勞動供給由不受影響轉(zhuǎn)變?yōu)闀簳r顯著上漲，而最優(yōu)化家庭消費(fèi)下降和勞動供給上漲效應(yīng)都被緩解。綜合而言，粘性價格和工資下，偏好、投資調(diào)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(chǎn)出缺口。

圖2工資加成沖擊

如圖2，正向工資加成沖擊后，產(chǎn)出暫時性上漲，消費(fèi)擠出，就業(yè)和真實(shí)工資分別顯著下降和上漲，后者導(dǎo)致邊際成本和通貨膨脹上漲。真實(shí)利率上漲，這反應(yīng)了工資加成沖擊帶來通貨膨脹與產(chǎn)出缺口穩(wěn)定性間權(quán)衡的事實(shí)。最優(yōu)化家庭消費(fèi)下降，勞動供給上漲，而拇指規(guī)則家庭消費(fèi)即期暫時性上漲，勞動供給下降。價格加成沖擊關(guān)于產(chǎn)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(chǎn)出下降，消費(fèi)擠出，通貨膨脹和名義利率都暫時上漲，除前兩期為負(fù)外真實(shí)利率基本沒有變化，就業(yè)和真實(shí)工資都顯著下降。與工資加成沖擊效應(yīng)相反，真實(shí)邊際成本和資本租賃利率下降。風(fēng)險溢酬沖擊后，資本價值暫時提高，真實(shí)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(qū)動。產(chǎn)出、就業(yè)、真實(shí)工資、投資、通貨膨脹和名義利率上漲，真實(shí)利率為正。

圖3利率沖擊

如圖3，短暫利率沖擊導(dǎo)致名義和真實(shí)利率短期上漲，進(jìn)而帶來產(chǎn)出、消費(fèi)、投資和真實(shí)工資下降。由于存在價格粘性，市場出清機(jī)制失靈，企業(yè)不調(diào)整價格而變動產(chǎn)量，利率對產(chǎn)出、消費(fèi)、投資以及貨幣政策產(chǎn)生較大影響，導(dǎo)致貨幣至少短期“非中性”。[40]。拇指規(guī)則家庭消費(fèi)和勞動供給都顯著下降，而最優(yōu)化家庭則強(qiáng)力減少消費(fèi)但增加勞動供給。正向通脹目標(biāo)沖擊相當(dāng)于擴(kuò)張性貨幣政策，其負(fù)向沖擊將得到與圖10類似的脈沖響應(yīng)。因?yàn)橥ㄘ浥蛎涱A(yù)期上漲不僅沒有立刻導(dǎo)致名義利率上漲，而且，通貨膨脹上漲遠(yuǎn)大于利率上漲，因而真實(shí)利率為負(fù)，存在流動性效應(yīng)。投資和資本利用率上漲，真實(shí)邊際成本和真實(shí)工資上漲，勞動供給增加。因?yàn)檎咦兓侵鸩綄?shí)施的，并且預(yù)期調(diào)整需要時間，通貨膨脹變化的產(chǎn)出和消費(fèi)效應(yīng)較大。

（二）方差分解

如圖4，真實(shí)GDP變化主要由投資調(diào)整、技術(shù)、利率和價格加成各沖擊驅(qū)動。其中，投資調(diào)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(dá)到60%以上。技術(shù)沖擊和價格加成沖擊在第1期分別解釋23%和78%，此后基本都穩(wěn)定在10%以上。短期內(nèi)名義利率沖擊的產(chǎn)出預(yù)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(chǎn)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(nèi)，價格加成都是最重要的驅(qū)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924%和1542%，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(yīng)，技術(shù)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(jìn)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?。?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(yīng)函數(shù)而言，中央銀行積極地對產(chǎn)出和通貨膨脹缺口進(jìn)而對其他沖擊進(jìn)行反應(yīng)，籍此有助于封閉產(chǎn)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(yù)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(diào)整成本函數(shù)沖擊、價格加成沖擊和技術(shù)沖擊共同驅(qū)動的特征得到印證。其中，利率沖擊在第1期解釋8344%的預(yù)測方差，隨著期界延展，投資調(diào)整成本函數(shù)、技術(shù)沖擊和價格加成沖擊在第四期分別解釋30%、195%和137%，而利率沖擊貢獻(xiàn)則下降到2672%。名義利率主要由價格加成沖擊、投資調(diào)整成本函數(shù)沖擊和技術(shù)沖擊等各種需求和生產(chǎn)率沖擊決定表明，各種沖擊作為產(chǎn)出和通貨膨脹的經(jīng)濟(jì)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(jì)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(shí)證估計，并使用這些估計考察經(jīng)濟(jì)新常態(tài)情勢下產(chǎn)出和通貨膨脹波動性變動的原因。受樣本數(shù)量限制，分1994Q12007Q2和2007Q32016Q4兩個子樣本進(jìn)行貝葉斯估計，結(jié)果如表1第813列。

首先，考察兩個子樣本時期隨機(jī)沖擊過程的持續(xù)性和標(biāo)準(zhǔn)差。通貨膨脹目標(biāo)持續(xù)性由084減弱到063，其他沖擊持續(xù)性大體不變。技術(shù)沖擊標(biāo)準(zhǔn)差保持不變，偏好、通貨膨脹目標(biāo)、價格和工資加成沖擊標(biāo)準(zhǔn)差變大，解釋力降低，而政府支出、勞動供給、投資調(diào)整成本、利率和風(fēng)險溢酬諸沖擊標(biāo)準(zhǔn)差變小，解釋力在增強(qiáng)。

其次，就模型結(jié)構(gòu)參數(shù)而言，價格和工資粘性、價格和工資指數(shù)化程度以及財政政策的產(chǎn)出缺口響應(yīng)、貨幣政策的通貨膨脹缺口和產(chǎn)出缺口響應(yīng)也都沒有發(fā)生明顯變化，而關(guān)于消費(fèi)偏好和勞動供給決策參數(shù)發(fā)生根本性變化。其一，家庭相對風(fēng)險厭惡系數(shù)和習(xí)慣形成程度分別由081、047提高到13和072，由此，消費(fèi)的增加引起消費(fèi)的邊際替代率的降低幅度越小，所以消費(fèi)者更愿意接受消費(fèi)波動。進(jìn)而，家庭相對風(fēng)險厭惡系數(shù)和習(xí)慣形成程度都變大，使得真實(shí)利率關(guān)于消費(fèi)的影響更加降低。其二，拇指規(guī)則消費(fèi)者比例由071下降到05，這降低最優(yōu)化消費(fèi)者和拇指規(guī)則消費(fèi)者針對各結(jié)構(gòu)性沖擊的消費(fèi)和勞動供給的差異性影響，對總消費(fèi)和勞動供給的影響。其三，勞動供給關(guān)于真實(shí)工資彈性的倒數(shù)由262下降到17?？傮w而言，如部分五結(jié)構(gòu)性沖擊脈沖響應(yīng)所揭示，自然產(chǎn)出水平和自然真實(shí)利率都顯著地對供給和需求沖擊進(jìn)行響應(yīng)。除生產(chǎn)率沖擊外，真實(shí)工資對各種沖擊的響應(yīng)并不改變非常大。簡化起見，可以在靈活價格和工資經(jīng)濟(jì)中考察勞動力市場均衡。根據(jù)以及真實(shí)工資等于居民邊際替代率和勞動邊際產(chǎn)出，勞動供給和需求為和L^dt=1+ψ（1α）αw^t+1+ψαε^αt+K^t1?；诒还烙媴?shù)，因?yàn)檎{(diào)整產(chǎn)能利用率成本的被估計彈性較低（估計為027），勞動需求相對陡峭（57）。σ估計由262下降到17后，由于勞動供給沖擊或者消費(fèi)變化導(dǎo)致的勞動供給變得將只對實(shí)際工資具有有限效應(yīng)，而就業(yè)效應(yīng)將是強(qiáng)烈的。進(jìn)一步將把就業(yè)調(diào)整到合意勞動投入水平的企業(yè)比例由041下降020考慮在內(nèi)，這意味著，伴隨著人口紅利式微以及我國勞動力結(jié)構(gòu)性缺陷日益顯現(xiàn)，我國勞動力供給和的需求的工資彈性呈現(xiàn)迥異不同的變動趨勢。某種程度上，國有壟斷企業(yè)注重承擔(dān)就業(yè)這一社會功能以及僵尸企業(yè)等體制機(jī)制方面的缺陷可以解釋上述問題。

（二）反事實(shí)分析

反事實(shí)分析考察2007Q3以來我國產(chǎn)出增長和通貨膨脹的標(biāo)準(zhǔn)差變化，如表4。首先，與樣本事實(shí)相符，產(chǎn)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(chǎn)出增長和通貨膨脹標(biāo)準(zhǔn)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(shí)分析表明，第二個子時期波動性下降背后存在復(fù)雜的隨機(jī)沖擊和結(jié)構(gòu)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(dāng)然，這是勞動供給、投資調(diào)整成本和風(fēng)險溢酬三個沖擊標(biāo)準(zhǔn)差變小以后帶來的產(chǎn)出增長和通貨膨脹波動下降效應(yīng)（如2007Q32014Q4時期反事實(shí)“沖擊組1”列對應(yīng)），抵消偏好、價格和工資加成三個提高產(chǎn)出增長和通貨膨脹波動上漲效應(yīng)（如2007Q32014Q4時期反事實(shí)“沖擊組2”列對應(yīng)）后的綜合效應(yīng)；與2007Q32014Q4子時期模型預(yù)測相比，2007Q32014Q4時期反事實(shí)分析對應(yīng)的“隨機(jī)沖擊+政策沖擊”GDP和通貨膨脹方差的凈值可歸于2007Q32014Q4時期結(jié)構(gòu)性參數(shù)變化，而2007Q32014Q4時期反事實(shí)分析所對應(yīng)的“隨機(jī)沖擊+政策沖擊”與“隨機(jī)沖擊”列GDP和通貨膨脹方差凈值或可歸結(jié)為財政和貨幣政策沖擊變化。

表4GDP與通貨膨脹的實(shí)際標(biāo)準(zhǔn)差、基于模型的標(biāo)準(zhǔn)差和反事實(shí)標(biāo)準(zhǔn)差

19941201441994Q12007Q22007Q32014Q42007Q32014Q4期間反事實(shí)分析實(shí)際模型實(shí)際模型實(shí)際模型隨機(jī)沖擊沖擊組1沖擊組2隨機(jī)沖擊+政策沖擊產(chǎn)出0026010020031501001001090084701001007520111301162通脹0061800163007490020900240017800136001340018100201注：“實(shí)際”和“模型”分別指基于實(shí)際樣本數(shù)據(jù)以及DSGE模型估計生成的標(biāo)準(zhǔn)差；反事實(shí)標(biāo)準(zhǔn)差分析中，“隨機(jī)沖擊”列對應(yīng)，保持2007320144子時期政策規(guī)則和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性參數(shù)不變，而以1994120072子時期隨機(jī)沖擊替代2007320144子時期所對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差。其中，隨機(jī)沖擊對應(yīng)剔除財政和貨幣政策沖擊外的技術(shù)、偏好、價格和工資加成、勞動供給、投資和風(fēng)險溢酬七個沖擊，沖擊組1對應(yīng)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(yīng)勞動供給、投資和風(fēng)險溢酬等解釋力增強(qiáng)的三個沖擊。類似地，“隨機(jī)沖擊+政策沖擊”對應(yīng)2007320144子時期結(jié)構(gòu)性參數(shù)不變，而以1994120072子時期沖擊和政策沖擊替代2007320144子時期。

七、結(jié)論

本文在粘性動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型框架內(nèi)實(shí)證研究分屬總需求和總供給的十類正交結(jié)構(gòu)性沖擊的經(jīng)濟(jì)周期波動效應(yīng)及其貢獻(xiàn)。以貝葉斯方法估計模型參數(shù)以及控制結(jié)構(gòu)沖擊的隨機(jī)過程后，基于邊際似然函數(shù)值指標(biāo)評價本文被估計DSGE模型樣本外預(yù)測能力進(jìn)而確認(rèn)模型具有較好地擬合真實(shí)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(shí)證績效，名義價格和工資粘性以及投資調(diào)整成本函數(shù)沖擊是刻畫中國經(jīng)濟(jì)波動的重要名義和真實(shí)摩擦。這實(shí)際上意味著，我國應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)市場經(jīng)濟(jì)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(diào)整成本的體制障礙。為探究摩擦和結(jié)構(gòu)性沖擊驅(qū)動我國經(jīng)濟(jì)波動的傳導(dǎo)機(jī)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(jié)構(gòu)性沖擊的脈沖響應(yīng)發(fā)現(xiàn)：粘性價格和工資或使得諸沖擊的宏觀經(jīng)濟(jì)變量響應(yīng)發(fā)生根本改變，或使得響應(yīng)規(guī)模發(fā)生變化，異質(zhì)消費(fèi)者針對諸沖擊的消費(fèi)和勞動供給響應(yīng)也存在差異。實(shí)證分析結(jié)構(gòu)性沖擊的經(jīng)濟(jì)波動貢獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，驅(qū)動產(chǎn)出、通貨膨脹和利率預(yù)測誤差方差的結(jié)構(gòu)性沖擊主要分別是投資調(diào)整成本函數(shù)沖擊、價格加成沖擊和利率沖擊。

在經(jīng)濟(jì)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(jì)結(jié)構(gòu)性參數(shù)和隨機(jī)沖擊標(biāo)準(zhǔn)差的穩(wěn)定性發(fā)現(xiàn)，偏好、通貨膨脹目標(biāo)、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(fēng)險溢酬諸沖擊解釋力在增強(qiáng)；家庭相對風(fēng)險厭惡系數(shù)和習(xí)慣形成程度都提高，拇指規(guī)則消費(fèi)者比例、勞動供給關(guān)于真實(shí)工資彈性的倒數(shù)以及將就業(yè)調(diào)整到合意勞動投入水平的企業(yè)比例都下降。反事實(shí)分析表明，我國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)是隨機(jī)沖擊和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)參數(shù)共同變動也即周期性因素和結(jié)構(gòu)參數(shù)變化共同驅(qū)動的。這表明，宏觀經(jīng)濟(jì)基本面和宏觀經(jīng)濟(jì)參數(shù)（尤其是潛在產(chǎn)出）的確發(fā)生實(shí)質(zhì)變化，我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策設(shè)計和實(shí)踐應(yīng)順勢調(diào)整，繼而為我國“三去一降一補(bǔ)”為主要內(nèi)容的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提供支持。

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責(zé)任編輯：孔慶洋