中国经济波动——基于新凯恩斯主义垄断竞争模型的分析，本文主要内容关键词为：凯恩斯论文,中国经济论文,模型论文,主义论文,竞争论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
JEL Classification:E320,E120,L160
一、导言
经济周期理论研究的分析框架已逐步由“自维持周期模式”转向“冲击—传导机制”分析框架，“冲击—传导机制”分析框架把经济周期波动的形成归因于冲击因素与传导机制的作用（刘树成，2005,2006）。根据形成经济波动的冲击原因，一般可以把经济周期波动分为供给型周期波动、需求型周期波动和混合型周期波动，而文献中有关中国经济波动的冲击源的分析有很大差别。从需求方面研究中国经济波动的文献倾向于需求冲击是中国经济波动的主要冲击源。刘树成等(2005)和刘树成(2005,2006)从我国经济的实际情况出发，对我国2002年以来的新一轮经济周期进行了综合分析。他们认为，新一轮经济周期的形成特点是由消费结构升级所推动，其类型特点是正向技术冲击，其作用特点是同时产生经济的长期增长趋势和短期周期波动。有很多学者认为，投资波动是改革开放以来中国经济波动的主要冲击源（陈磊等，2006；刘金全等，2006；见刘树成主编的《中国经济周期研究报告》）。李春吉(2004)认为，货币经济中投资和产出波动与消费波动的背离是中国经济非均衡的主要原因。也有一些学者从货币角度探讨经济波动的冲击源（宋国青，2003）。从供给方面来研究经济波动的学者大多认为，技术进步和劳动供给的波动是中国经济波动的主要原因，基本的RBC模型及其各种变形基本都支持这种观点。卜永祥(2002)、陈昆亭(2004)、黄赜琳(2005)等基于几种变形的RBC模型，运用校准的方法得出技术冲击解释了中国经济波动的主要部分。
从上述几篇文献可以看到，有关中国经济波动的原因的观点很不一致，那么现实经济中各个宏观经济变量的波动特征到底如何？经济波动背后到底有什么样的经济解释？为了回答这些问题，我们还是来看看实际的货币经济波动情况。表1给出了一些宏观经济变量的二阶矩，由表1可知，1978-2002年间中国的一些主要经济变量波动的特征是人均实际投资波动高于人均产出波动，而人均实际产出波动又高于人均实际消费波动，人均实际政府支出波动也较高，而就业波动、通胀水平波动和资本存量波动比较小。从与产出的同期相关度来看，消费波动与产出波动相关度最大，投资、政府支出波动与产出波动的相关度也较大，而货币供给增长、就业波动与产出的波动是负相关的，就业、通胀波动与产出波动的相关度很小。由于技术冲击不可观察，很多研究对技术冲击的度量都来自于对新古典生产函数估计后得到的索洛剩余，我们以估计的生产函数得到的索洛剩余的波动与产出波动也有很大的相关度（相关系数为0.98）。
从数据相关分析来看，似乎用索洛剩余波动度量的技术冲击解释了大部分的产出波动，国外大量的RBC类模型也把技术冲击作为经济波动的主要原因。但从理论上来说，反对RBC模型的研究者认为索洛剩余的波动可能是对技术冲击的一个很差的度量，除了正向的技术冲击之外，造成产出上升的其他来源也可能使得用生产函数所测算的索洛剩余增加。例如有证据表明资本、劳动力利用能力和资源再配置的变动就会影响索洛剩余的变动（罗默，2003），因此用索洛剩余的波动来衡量技术冲击所引起的产出波动可能会高估技术冲击的作用。此外还有很多研究者用各种其他的冲击来修正和补充RBC模型中单一的技术冲击，例如Weder(2004)就用可变的资本利用、微小的规模报酬递增和偏好冲击来解释美国20世纪30年代的大萧条。从上述中国实际资料的相关分析来看，经济（产出）波动在很大程度上还可能是由需求波动所驱动的，当然仅从相关分析还不能知道哪个是因，哪个是果，我们需要对一些事实再做观察。自改革开放以来我国典型的情况是，在市场化改革不久的20世纪80年代，各种物质需求（偏好冲击）引起的消费急剧增加带动了经济高速发展，但20世纪90年代以来，在满足基本需求之后，居民过去的那种尽快满足生活消费的欲望已不再像80年代那样强烈，因此居民日常消费需求相对稳定，这使得在经济高速发展的80年代建立起来的生产能力在居民需求没有更多扩大的时候显得相对过剩，特别是90年代后期，生产能力过剩的情况进一步加剧（王小鲁，2000）。在需求相对不足的情况下，设备利用能力下降（不同于技术退步），经济增长自然下降。而且事情还可能走到了反面，90年代后期另一些给居民消费带来冲击的因素是，一些经济政策短期内可能给居民消费带来一些负面的冲击，比如教育、住房、医疗等方面的改革在居民收入没有大幅上升的时候有可能影响到居民的消费，使得居民必须更多地考虑这些支出，这可能在很大程度上改变了居民的消费偏好。基于这些事实，我们判断有可能是需求的冲击带来产出的波动。
注：表中所列的变量序列是来自《中国统计年鉴》1978-2002年间的数据。y、c、I、w、m（这里用M1数据）都是用GDP定比指数(1978年等于100)剔除价格影响后的人均实际序列，π是用GDP环比指数计算得到的序列，r是中央银行1年期名义基准贷款利率序列，N是用全国年底就业人数占当年全部人口数比例表示的序列，k是用我们估算的资本存量序列计算得到的人均实际序列，文中所述的solow剩余是用估计的生产函数测算而得的，①所有变量序列都是对数形式，并且表中所列变量序列的相关系数和标准差均是先运用HP滤波法消除趋势后得到的数据。
如果需求冲击造成了很大的经济波动，那么分析中国经济波动自然离不开对需求冲击的分析，标准的凯恩斯范式的各种形式的IS-LM模型是进行需求分析的有用工具。但由于凯恩斯范式的模型缺乏相应的微观经济基础而受到批评，因此自20世纪60年代以来，凯恩斯式的宏观经济学一统天下的局面沿着两个方向被打破，一个方向是新古典宏观经济学的兴起，另一个是非均衡学派的兴起。新古典宏观学派在宏观经济学中引入了新的见解，其统一的宏观微观分析框架的优点是显然的，但其坚持市场出清假设的完全竞争经济理论和只强调供给冲击分析的缺陷也是显然的。非均衡学派则提供了在供求不平衡以及由此导致价格—数量混合调整时描述单个市场和整个经济运行的精确形式，但它仍然没有纳入主流经济学的分析框架。而20世纪90年代兴起的新凯恩斯主义的经济分析既采纳了新古典宏观分析方法又坚持了传统凯恩斯主义的强调需求冲击分析方法，新凯恩斯主义模型是过去十几年来宏观经济学中最重要的成就之一。本文采用新凯恩斯主义的分析方法，在一个垄断竞争的市场结构框架中引进各种需求冲击和技术冲击来综合分析中国的经济波动问题。本文分析的基本结论与上述数据特征一样，也在理论细节上支持了刘树成等学者的主要观点。就暂时冲击而言，消费偏好冲击、投资边际效率冲击、技术冲击、名义货币供给增长冲击和政府支出冲击都能产生明显的暂时经济波动；就冲击的持久性而言，只有消费偏好冲击和技术冲击的持久性变化对经济波动变化具有较明显的影响，但技术冲击对产出波动的影响不如RBC类模型那样大，而持久的正向消费偏好冲击（类似于刘树成等认为的消费结构持续升级）对稳定经济增长非常重要。总体而言，与RBC类模型和传统的凯恩斯主义模型相比，我们建立在新凯恩斯主义模型基础上的分析提供了更为丰富的经济波动冲击原因及传导机制的解释。
二、理论模型
根据前面的实际资料分析，需求冲击可能是重要的经济冲击，而且投资波动最为激烈，较大的投资波动可能带来很大的投资成本。为此本文在新凯恩斯主义的垄断竞争的三部门一般均衡分析框架内引入了消费偏好冲击(Walsh,2003)、政府支出冲击、投资边际效率冲击(Greenwood et al,1988)及资本调整成本(Ireland,2003)和价格调整成本(Rotemberg,1982; Hairault and Portier,1993; Ireland,2003)。垄断竞争和价格调整成本的存在体现了新凯恩斯主义模型的特点。
假定有三个经济部门：家庭、企业和政府。在企业部门有两类企业，它们分别是生产最终产品的企业、生产用于最终产品生产的中间投入品的企业；政府部门包括财政当局和货币当局两个行为主体。下面我们分别分析三个部门的行为。
（一）家庭部门
代表性家庭最大化如下跨期望效用函数：
，其中效用函数为CRRA形式：
这里有1＞β＞0，0＜γ，γ[,m]，若γ，γ[,m]等于1，γ[,n]等于-1，则效用函数变为对数形式的函数。其中字母含义分别是，c[,t]：家庭实际消费（注意在整篇文章中我们把总人口规范化为1，因此本文中的变量除价格和利率以外都是人均意义上的变量），M[,t]/P[,t]：家庭实际货币余额，N[,t]：家庭劳动供给，a[,ct]：实际消费偏好冲击，a[,mt]：实际货币余额冲击。之所以在家庭效用函数中引入消费偏好冲击(Walsh,2003)和实际货币余额冲击，是因为实际资料显示出人均实际消费和人均实际货币余额的波动较大，而人均就业的波动较小。实际消费偏好冲击a[,ct]、实际货币余额偏好a[,mt]冲击遵循一阶自回归过程：
预算约束中符号的含义分别是：家庭接受的转移支付TR[,t]（下标t表示t期，下同），名义工资W[,t]，家庭向中间产品生产企业出租的资本的租金价格Z[,t]，家庭拥有的资本存量K[,t]，家庭从中间产品生产企业得到的名义红利D[,t]，家庭持有的名义债券B[,t]，债券利率r[,t]，家庭投资I[,t]，一般价格水平P[,t]，资本调整成本
为资本调整成本系数，该系数越大，表示资本调整成本越高。在预算约束方程中，与Ireland(2003)一样，我们引入资本调整成本和投资边际效率冲击(Greenwood et al,1988)，这样做的原因是考虑到很大的投资波动带来的投资成本和投资冲击问题。假定投资边际效率冲击x[,t]遵循自回归过程
。
（二）企业部门
我们引入一个在中间产品领域存在垄断竞争的基本模型。这种模型的例子还可见于Blanchard和Kiyotaki(1987)、Ball和Romer(1991)、Ireland(2003)和Walsh(2003)。
1.最终产品生产企业
在每一期t=0,1,2…，竞争的代表性最终产品生产企业投入y[,it]单位的第i种名义价格为P[,jt]的中间产品，生产技术的规模报酬不变，生产函数为：
这里θ＞1，最终产品生产企业面对既定的市场价格P[,t]，选择中间产品投入数量来最大化其利润，利润最大化的一阶条件为y[,jt]=[P[,jt/P[,t]][-θ]y[,t],t=0,1,2…。一阶条件意味着θ为每种中间产品i(i∈[0,1])的需求价格弹性，它反映了中间产品市场竞争程度的大小。由于竞争，在均衡时，最终产品生产企业的利润为0，这样t期价格水平P[,t]为：
2.中间产品生产企业
假定中间投入产品的生产是垄断竞争的，垄断竞争的中间投入品生产企业生产有差别的中间投入品，它们有同样的生产技术，其生产函数为
。为垄断竞争的中间投入品生产企业j投入的劳动和资本；A[,t]为生产率冲击，该冲击遵循一阶自回归过程：
表示生产率冲击的自回归系数，ε[,at]是独立的白噪声扰动。
由于中间产品生产是垄断竞争的，垄断竞争的企业有一定的产品定价能力，这样就可能产生价格刚性。接下来我们引入新凯恩斯主义的名义价格刚性，这里我们与Ireland(2003)一样，遵循Rotemberg(1982)，引入二次函数形式的名义价格调整成本，类似的价格调整成本函数还出现在Hairault和Pottier(1993)的文章中。因为产品存在差异，垄断竞争企业可以通过调整价格来获取最大利润，但调整价格有成本，因此企业不能随便调价。假定价格调整成本用最终产品来表示，其函数形式为
为调价成本参数，它度量调价成本的大小，如果该参数等于0，则表明中间投入品的定价是完全弹性的；π为稳态的通胀水平。
（三）政府部门
假定政府部门分为财政部门和中央银行部门，财政部门执行平衡预算，中央银行部门执行货币政策。下面我们分别考察这两个部门。
(1)财政部门
财政部门的预算约束为：
为实际政府支出，假定它是外生的并服从如下一阶自回归过程：ln(g[,t])=(1-ρ[,g])ln(g)+ρ[,g]ln(g[,t-1])+ε[,gt]。财政部门预算约束的含义是财政部门用税收和增发债券及由中央银行增发货币而产生的铸币税取得的收入来支付政府开支和上期债券利息。
(2)货币当局决策规则
最后经济中存在一个中央银行，它选择货币政策规则来调整经济中的货币供给。自泰勒(Taylor,1993)之后，很多经济学家认为货币政策宜采用类似泰勒规则的名义利率调整规则。但是我们观察到在中国，过去调整名义利率的货币政策规则并不太适用，特别是人民银行多次调整利率对产出和通货膨胀产生的影响非常有限。实际上央行对于产出波动和通货膨胀波动的调整更多地依赖直接的信贷控制，这等于是直接调整名义货币供给增长。因此我们假定货币政策是通过调整货币供给增长
名义货币供给增长、稳态的产出水平和稳态的通货膨胀水平，
18个方程的非线性动态方程系统，然后我们可以由此求出系统的稳态均衡，进而通过对系统在稳态附近进行对数线性化得到有关这18个变量的波动的动态线性理性预期方程系统（限于篇幅，模型求解、系统稳态均衡和系统线性化等过程略去，感兴趣的读者可以和作者联系）。接下来我们将利用Ulig(1995)的求解方法及相应的程序对上述线性方程系统进行数值近似模拟和参数校准。为了求得模型的数值解，我们让资本、实际货币余额、利率、通胀水平为内生变量；让技术冲击、实际消费偏好冲击、实际货币余额偏好冲击、政府购买冲击、名义货币供给冲击和投资边际效率冲击为外生变量；让产出、消费、投资、实际工资、实际资本租金、劳动、名义货币供给增长和拉格朗日乘子为其他内生变量。具体的求解方法可以参阅Ulig(1995)。
三、模型校准
1.参数选取
在上述描述稳态附近动态行为的线性系统中总共含有如下25个基本参数：
上述参数可以分为两类，一类参数是与外生冲击变量有关的参数，包括各种冲击的自回归系数和冲击标准差（或方差），另一类是模型的结构参数，此外模型还有18个变量的稳态值，接下来我们结合经济中的一些事实对这些参数和稳态变量的数值进行校准。首先我们假定中央银行根据稳态的通胀水平来决定稳态的货币供给增长水平，若以GDP环比指数衡量的通胀水平的平均值作为稳态的通胀水平，则1978-2002年间的稳态通胀水平π等于1.08，因此根据我们导出的稳态均衡系统可以得到稳态的货币供给增长水平μ也等于1.08。接下来我们结合确定稳态的毛利率r的水平来选取折扣因子β的值，1978-2002年间央行一年期名义基准贷款利率的平均值约为8%，考虑到我们已确定稳态通胀率为8%，且稳态实际利率水平不大可能小于或等于0，因此根据稳态利率计算公式，我们选取β等于0.97，进而确定稳态的毛利率水平等于1.1134。根据沈利生(1999)和我们自己的估计，我们取生产函数中劳动的产出弹性值为0.35；税率τ取值在0.13-0.15之间，我们取0.15（相当于1990-2002年间我国财政收入占GDP的平均比率）。对于效用函数中边际效用弹性参数γ[,n]、γ、γ[,m]，我们可以分别让它们为0.9、0.9、-0.9（为方便起见）。对于资本折旧率δ，通常在测算资本存量时假定它等于0.05。
为了得到其他参数和变量的稳态值，我们先给定外生变量的稳态值。根据RBC模型对外生变量稳态值的处理办法，我们取所有的外生变量的稳态值等于1。给定这些外生变量的稳态值后，我们就可以确定其他内生变量的稳态值。对于稳态的产出y、消费c、投资I，为了尽可能与实际资料匹配，我们先根据导出的总需求波动方程，用前面通过HP滤波法去除趋势后的产出y、消费c、投资I的波动序列估计出稳态的c/y、I/y和g/y，再根据稳态的政府支出可以确定相应的稳态的y、c、I。由于稳态的劳动投入决定方程的形式很复杂，我们很难直接求出稳态的劳动投入值。我们参考Cooley和Prescott(1995)的做法，先假定劳动供给的稳态值为总时间的1/3（即每天工作8小时，这里我们取0.34），然后在给定上述参数和稳态的变量值后，根据导出的变量稳态值的计算公式，我们可以反推出相应的中间产品需求弹性θ及效用函数中与劳动供给边际效用有关的参数α[,n]的值。对于稳态的资本存量k的值，我们可以根据稳态的资本积累方程算出。接下来我们需要确定货币政策规则中的货币供给增长对产出和通胀水平变化的反应系数，为此我们用前面得到的货币供给增长、产出和通胀水平的波动序列，对货币供给增长波动方程进行回归，得到货币供给增长波动对产出波动和通胀水平波动的反应系数分别为-0.303和0.963。
各种外生冲击变量的自回归系数和冲击方差或标准差的校准较为复杂，由于这些外生变量除政府支出以外都不能直接观察到，因此我们需要一些特别的处理方法来校准它们。对于效用函数中的消费偏好冲击和实际货币余额偏好冲击，我们可以根据消费者最优决策的一阶条件波动方程来分别确定它们的自回归系数和冲击标准差。对于投资边际效率冲击，我们利用资本积累波动方程来估计其自回归系数和标准差。技术冲击我们用对生产函数的估计得到的索洛剩余来代替，然后对它进行自回归得到技术冲击自回归系数和冲击标准差（前面用生产函数测算的索洛剩余存在二阶自相关，根据模型我们只取了一阶自相关，这可能带来偏差）。对于货币供给增长冲击我们用对货币政策波动方程回归得到的残差序列来代替，然后对该序列进行自回归得到冲击的自回归系数和标准差。对于外生的政府支出冲击，我们直接对政府支出波动方程进行回归得到政府支出冲击的自回归系数和标准差。最后我们通过实验来校准资本调整成本和价格调整成本参数，至此我们得到所有需要的参数和变量的稳态数值，这些数值在表2和表3中列出（这些数值我们称为基本参数值）。
表4 变量的实际值与模拟值的标准差(%)及与产出y的同期相关系数
注：表中的模拟数据是在各个外生变量的一个单位标准差冲击下形成的，表中所列的变量序列的相关系数和标准差(%)均是先运用HP(Lamda=100，指数=2)滤波法消除趋势后得到的数据，下同。
2.模型数值模拟结果
在给定上述基本参数值后，我们可以选择合适的φ[,k]和φ[,p]的值来对实际资料的矩进行模拟。运用Uhlig(1995)的Toolkit程序②进行一系列的实验，我们发现选择φ[,k]=3.5，φ[,p]=5可以得到一组比较接近实际资料二阶矩的模拟资料的二阶矩，表4给出了产出y、消费c、投资I、劳动投入N、资本存量k、工资w、货币存量M1、利率r、政府支出g、货币供应量M1的增长水平μ和通货膨胀水平π的标准差及与产出y同期相关的实际数据和模拟数据。由表4的模拟结果可以看出在给定上述基本参数值的情况下，除了劳动、工资和利率外，模拟资料与实际资料的标准差都比较接近；除劳动、工资、利率以外，与产出的同期相关系数中模拟资料和实际资料都显示出变量波动的相同的方向。劳动、工资和利率的波动模拟较差的原因要么是由于模型本身的问题（如劳动与消费之间的替代关系，工资刚性等），要么是参数不够精确，要么是选取的实际数据不好。事实上，模型要求劳动的数据为工作时间，但限于现有的统计资料，我们选用年底就业人数占总人口的比例，这可能带来误差。至于利率，由于1991年前的银行同业拆借利率不可得，我们选取了人民银行一年期的基准贷款利率，而这一利率指标的灵活性较差（比如1985-1987年间和1999-2002年间名义利率不变）。
上述结果是由特定的一组经过校准的基本参数值模拟而来，但该结果还是代表了一定的趋势。尽管在多次参数实验中，每次结果都有所不同，但除模型较难模拟的劳动、工资和利率外，与实际资料一样，在模拟资料中投资的波动经常是最大的，产出波动和消费波动也很高。总的来看这些模拟资料的波动趋势大部分与实际资料的波动趋势一致，因此模型对实际资料有较高的解释力。当然，我们难以让模型精确地模拟实际经济资料，因为不同的研究者在模型的设定、参数的选取、资料的使用、数据的处理等多方面的差异，模型拟合的结果自然不同。比如由上表可以看出，模拟的消费波动要大于产出波动，这与实际资料中产出波动大于消费波动的情况不同。但当我们改变消费偏好冲击自回归系数进行模拟时发现，在消费偏好冲击的自回归系数较大时，产出波动超过消费波动；而在消费偏好冲击自回归系数较小时，消费波动又大于产出波动。因此我们没有必要过多地纠缠于模型预测结果是否精确，我们更关心的是通过一些参数的灵敏性试验和变量的脉冲反应分析来检查模型的一些特征是否能解释一些事实。
四、模型对冲击变量参数变化的灵敏性和脉冲反应分析
接下来我们以上述给定的基本参数值导出的递归系统作为参照系，来检查在模型内生变量的基本参数值既定的情况下，实际消费、实际投资、实际政府支出和名义货币增长冲击的大小（用外生变量冲击的标准差表示）及冲击的持久性大小（用外生变量冲击的自回归系数来表示）对各个内生变量波动的影响。
1.外生变量冲击的标准差对系统影响的比较
给定前述其他基本参数值，现在假定各种外生变量的冲击的自回归系数大小（冲击的持久性）一样，我们来检查我们感兴趣的产出、消费、投资、通胀水平、工资、就业和利率等7个内生变量对各种冲击的反应情况，以便了解哪种外生冲击对经济的影响最大。要达此目的，我们首先假定所有外生冲击的标准差为0（即没有冲击），然后每次引入一种外生变量一定量的冲击，这样我们就可以看到每种外生变量同样大小的冲击所引起的内生变量波动情况。表5列出了实际消费偏好、投资边际效率、政府支出、技术、名义货币供给增长等6种冲击（标准差都为0.06、冲击自回归系数都为0.5，任意选取这些数值不影响结论）分别引起的产出、消费、投资、通胀水平、工资、就业和利率的波动情况。
表5 各种冲击对产出、消费、投资、通胀水平、工资、就业和利率的波动影响
由表中可以看出，在前面既定的经济结构下，各种冲击引起的工资和劳动的波动都是最大的。从对实际资料标准差的模拟来看，消费偏好冲击和投资边际效率冲击的模拟变量标准差与实际资料的标准差之间的平均方差较小，因此消费偏好冲击和投资边际效率冲击对实际资料的波动模拟是较好的，技术冲击和实际货币余额偏好冲击对实际资料的波动模拟较差，而政府支出冲击和名义货币供给增长冲击对实际资料的波动模拟效果居中。我们可以进一步比较各种冲击对各种宏观经济变量波动的影响，比如就单个冲击来看，按引起产出波动大小的顺序来排列的冲击分别是消费偏好冲击、投资边际效率冲击、技术冲击、政府支出冲击、名义货币供给冲击和实际货币余额冲击。就对实际工资和劳动波动的影响而言，技术冲击是最大的。
2.外生变量冲击的持久性对系统的影响
接下来我们仍然维持每次的冲击标准差为6%，但现在让冲击的自回归系数分别为0和0.8，这样我们可以看看哪种冲击的持久性变化对经济变量的波动有影响。通过实验我们发现（限于篇幅我们没有列出各种外生冲击自回归系数变动对经济变量波动的影响的数据表格）随着消费偏好冲击的持久性加大，产出、消费、劳动、利率和通胀波动越来越小，而投资波动越来越大，工资波动则先升后降（总体略微上升）；随着投资边际效率冲击的持久性加大，产出、投资、工资、劳动的波动越来越小，而消费和通胀的波动先升后降，利率波动越来越大；随着政府支出冲击的持久性加大，产出、工资和劳动的波动下降，投资、利率的波动加大，而消费和通胀是先升后降；随着名义货币供给增长冲击的持久性加大，通胀波动上升，产出、投资、工资和劳动波动先升后降，消费波动则先降后升；随着技术冲击的持久性加大，产出、投资、工资、劳动、利率波动上升，而消费和通胀的波动先升后降；随着实际货币余额冲击的持久性加大，投资和工资波动略有上升，消费、利率和通胀波动略有下降，而产出和劳动波动几乎不变。
3.外生冲击的脉冲反应分析
为了进一步看清楚在上述既定的经济结构下冲击对系统产生的动态效应，我们必须检查产出、消费、投资、通胀水平、工资、就业和利率对各种冲击的脉冲反应情况。限于篇幅我们只在图1给出了影响较大的消费偏好冲击、技术冲击的自回归系数（持久性）由0.5变为0.8时的变量的脉冲反应变化图形（由两种持久性情况下的脉冲反应之差表示）。从图中可以看出，消费偏好冲击的持久性变化对变量的脉冲反应变化具有明显影响，当消费偏好冲击持久性加大时，按脉冲反应变化大小的顺序排列的依次是劳动、投资、工资、产出和消费，利率和通胀的脉冲反应变化并不太大，除利率和通胀外所有变量的脉冲反应变化在冲击后的3年达到最大，之后开始下降，然后持续到8年后回到稳态附近。技术冲击持久性变化对劳动、工资和投资的脉冲反应变化影响最大，对其他变量的脉冲反应变化影响不是太大，这些变量的脉冲反应持续约10年后回到稳态附近。实际货币余额（货币需求）冲击和政府支出冲击的持久性变化对变量的脉冲反应变化影响较小，这两个冲击的持久性变化除对劳动和工资波动产生一定的影响外，主要是影响到投资的波动。而名义货币供给增长冲击和投资边际效率冲击的持久性变化没有引起变量的脉冲反应发生变化，这表明名义货币供给增长冲击和投资边际效率冲击不可持续，只有一次性冲击带来的影响（即冲击本身不具有动态转移特征。但应注意，投资边际效率的一次性冲击对经济的影响仍然是很大的，这可从投资边际效率冲击的脉冲反应图中看出，篇幅所限，本文没有给出它们的脉冲反应图形）。
让我们稍微分析一下这些变量对消费偏好冲击和技术冲击持久性变化的脉冲反应变化。从图1中还可看到，消费偏好冲击持久加大后，实际工资与劳动的脉冲反应变化幅度很大，且劳动对冲击变化的反应幅度大于工资对冲击变化的反应幅度。但是实际数据显示的是劳动波动幅度很小，而且小于工资波动幅度，模型对劳动和工资波动的解释与实际观察到的不一致，造成这种现象的原因除了前面提到的数据和模型本身的问题之外，还可能因为闲暇给中国居民带来的正的边际效用较小（或劳动的负效用较小），从而导致闲暇与消费之间的边际替代效应很小，这样劳动供给在正的消费偏好冲击上升后几乎不再下降，这也就导致劳动供给波动较小。实际劳动供给波动较小也意味着劳动的产出贡献弹性是较小的。图中显示在消费偏好冲击持久性加大后，产出和消费的波动小于投资波动，其原因是资本调整成本（也就是投资成本）和资本折旧的存在使投资对冲击的反应程度大于产出和消费对冲击反应的幅度。
技术冲击主要影响生产函数，正的技术冲击引起劳动和实际投资的同向波动，而实际工资却反向波动，但劳动和投资的上升却没有引起太大的产出上升。本文的模型显示出技术冲击（不论是暂时冲击还是持久冲击）对产出波动的影响并不像RBC模型中那样有很大影响，这是因为产出波动在很大程度上由需求波动来决定。
图1
五、结论和启示
综合上述数值校准分析我们可以得到如下结论：
1.模型模拟的结果大部分与实际资料相符，只有劳动供给、工资和利率的波动模拟资料与实际资料相差较大。实际资料中劳动供给波动较小的原因除了模型和数据的原因外，可能还因为我国居民消费与闲暇（劳动供给）之间的替代效应较小，这样造成劳动供给弹性较低，劳动供给不能随收入（工资、产出）的变化而变化。这种情况在经济发展初期，收入和消费水平相对低的时候容易出现，因为为了维持基本的消费水平，不管经济产出情况如何，居民都必须付出很多劳动，闲暇对他们而言可能还比较奢侈。劳动供给缺乏弹性也使得劳动的边际产出（或劳动的产出弹性）较低，这可能会导致对新生的劳动力的需求不足，进而造成一定的就业压力。
2.消费偏好冲击、技术冲击、投资边际效率冲击、名义货币供给冲击、政府消费支出冲击对经济波动具有明显的暂时冲击影响，其中以消费偏好冲击、技术冲击和投资边际效率冲击的一次性冲击影响较大，而实际货币需求偏好冲击对经济波动影响不大。从冲击的持久性变化看，消费偏好冲击的持久性加大时，产出、消费、劳动、利率和通胀波动会减少，而投资和工资波动增加；技术冲击的自回归系数增大时，变量的波动都增大；政府支出冲击和实际货币需求冲击的持久性变化对经济的冲击反应影响不是太大；投资边际效率和名义货币供给增长冲击的持久性变化对经济的冲击反应几乎没有影响。从对实际资料波动标准差的模拟来看，由消费偏好冲击发动的波动序列模拟得最好，投资边际效率冲击次之，政府支出和货币供给增长冲击效果相当，而实际货币余额需求冲击与技术冲击发动的序列模拟效果最差。
这些结论给我们很多启示，上述研究表明较持久的正向消费偏好冲击能减小经济波动，因此越是具有深远影响、持久时间越长的消费结构变化越能带来经济的稳定增长，如合理的房价而产生的持久购房欲望、在消费者承受能力范围之内的价格带来的持久教育消费和其他持久的服务消费欲望都是经济稳定增长之源。投资边际效率冲击尽管能带来暂时的经济影响，但其不具有持久的动态转移效应，因此难以依靠投资增长来实现经济的持续稳定增长。尽管技术进步冲击对投资和劳动波动能产生明显的影响，但对产出波动的影响并不如RBC模型中的技术冲击影响那么大，因为产出增长明显要受制于需求的影响。因此，启动需求特别是刺激消费需求对于经济稳定增长的意义应高于技术进步对于经济稳定增长的意义。
注释：
① 资本存量K是用《中国统计年鉴》中的固定资产投资数据剔除固定资产投资价格指数影响后根据资本积累方程估算得到的，估算时折旧率设定为0.05，以1979年的资本存量为初始存量，计算到2002年。1979年的初始资本存量来自张军(2003)，根据张军提供的上海市固定资产投资价格指数，我们设定1978年固定资产投资价格指数为1重新计算得到的1979年的资本存量为13322.95万亿元。用测算的1980-2002年的资本存量K，实际GDP和就业人数Labor序列估计的生产函数为：ln(rgdp/labor)=-1.6368+0.6405ln(K(t-1)/labor)+[AR(1)=1.68]+[AR(2)=-0.875]，T统计量分别为-18.527，6.12，10.265，-4.75，D.W统计量为2.02。然后我们设定solow=ln(rgdp/labor)+1.638-0.6405*ln(K(t-1)/labor)，以此计算出索洛剩余。
②Toolkit程序是Uhlig写的用于动态经济系统模拟的MATLAB程序，读者也可向作者索取本文相关程序。
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