劳动调整成本、流动性约束与中国经济波动，本文主要内容关键词为：中国经济论文,流动性论文,成本论文，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。
一、引言
自Kydland and Prescott(1982)的开创性论文发表以来，在经济增长模型基础上引入外生随机冲击、对一国宏观经济波动进行动态随机一般均衡(DSGE)分析为越来越多的经济学家所采用。现在，实际经济周期(RBC)模型已远远超出了“实际”这两个字的含义而成为当代众多宏观经济波动分析的基准模型。这一模型的扩展不仅包含了货币冲击，而且融入了物价和工资的名义刚性、资本外部性、效率工资和工作搜寻等名义和实际的非瓦尔拉斯内容。① 近年来，学术界又另辟蹊径，开始构建以内生增长模型为基础的RBC模型，② 考察增长本身对一国经济波动的内生影响。此外RBC模型作为政策分析实验室也被广泛用来进行财政和货币政策效应分析。③
然而，与研究发达国家为数众多的RBC模型相比，对发展中经济的RBC研究相对滞后，用DSGE方法研究中国宏观经济波动的论文更是凤毛麟角。更重要的是，上述为数不多的研究提供的模拟结果与中国经济波动事实之间存在较大差距。本文的研究表明，标准RBC模型并不适用于中国。④ 其主要原因是：1.中国特有的经济体制和隐性失业的存在使得中国就业人数变动表现得与产量增减无关，其波动呈现出弱顺周期甚至非周期的特征；2.相对欧美国家发达的信用体系而言，中国在实行买房分期付款之前，通过借贷来平滑消费对绝大多数人来说几乎是不可能的，在中国，行为人面临的流动性约束远远大于发达国家。忽略这些事实，将标准的RBC模型简单应用于中国很难得到与实际相一致的结果。
就业波动的弱顺周期性甚至非周期性反映了我国劳动市场的实际状况。我们认为造成这一事实的主要原因是：一方面经济中长期存在隐性失业，中国大部分企业无需在产量提高时增加就业；另一方面由于制度或传统原因，企业也很难或不能在经济不景气时解雇职工，且二者相互影响，增减劳动存在较大的调整成本，劳动的跨期替代在中国受到很大限制。为了反映这一特征事实，我们参照Wen(2004)，在Hansen(1985)不可分劳动模型基础上引入劳动的调整成本，使模型更贴近中国经济实际。
资本利用率通常随一国经济状况好坏而同向波动。为简单起见，许多RBC模型省略了这一因素。然而，由于中国的劳动增减存在较大的调整成本，劳动对波动的传导作用大大降低，将可变资本利用率纳入模型就变得十分必要。模拟结果表明，由含可变资本利用率的劳动调整成本模型(模型1)得到的大部分变量与产量波动的相对标准差以及它们与产量波动的同期相关系数都与中国经济的实际值十分接近，但从模型1得到的消费与产出波动的相对标准差与实际值差别很大。
在利用RBC模型对新兴市场国家的经济波动进行分析时，一些经济学家发现，⑤ 新兴市场国家的消费波动略大于产量波动，这与发达国家消费波动普遍小于产量波动、只是产量波动程度的70％左右的事实大相径庭。与一些新兴市场国家一样，中国的消费波动也大于产量波动。1978—2005年间，前者H—P滤波后的标准差为3.8％，后者为3.2％。学术界对这一现象主要有三种解释：1.Aguiar and Gopinath(2004)认为，许多新兴市场国家的增长趋势波动通常大于发达国家。2.新兴市场国家的信用体系相对落后，行为人在消费时普遍面临借贷约束。3.Emre and Kumar(2005)认为，政府的财政政策加大了居民的消费波动。政府在经济高涨时减税或在经济停滞时增税就可能产生上述结果。
我们认为，上述3种解释可以在分析中国经济波动时加以参考。流动性约束使行为人不能完全按照效用极大原则平滑各期消费，从而会加大消费的波动。然而，所有人都受或都不受流动性约束是两种极端情况。因此，我们的第二个模型(模型2)在包含劳动调整成本及可变资本利用率的模型1基础上，参照Campbell and Mankiw(1989)和Bugarin and Elley(2002)将消费者分为两类，其中一类完全不受流动性约束，他们遵循持久性收入假说按照一生效用极大原则进行消费的跨期替代；另一类完全受流动性约束，他们根据当期收入进行消费。⑥ 模拟结果表明，流动性约束的引入进一步改善了模型各变量尤其是消费与其实际值的匹配程度，使模型结果较好地再现了1978年以来中国消费波动较大的特征事实。
本文的第二部分对中国经济波动的特征事实进行简要说明，第三部分构建包含劳动调整成本和可变资本利用率的RBC模型(模型1)，第四部分在模型1基础上引入消费的流动性约束(模型2)，第五部分是结论。
二、中国经济波动的特征事实
当代经济波动分析的主要任务是，确定一国经济波动的特征事实，构造能够反映这些事实的模型，对模型进行校准和求解，然后将模型结果与实际相比较。表1列出了1978至2005年间包括就业在内的中国主要经济变量的波动标准差、相对标准差以及它们与GDP的交叉相关系数。各变量均用HP滤子进行了剔除趋势处理。⑦
从表1可以得到中国1978年以来的如下特征事实：
(1)总需求各组成部分的波动大于产出波动，尤其是消费波动(标准差为0.038)大于产出波动(标准差为0.032)，这一事实与一些发达国家的情况相反。例如在美国，消费波动与产量波动的相对标准差约为0.7；
(2)总需求的各组成部分都是顺周期的，其中固定资产投资波动与产出波动保持高度一致，二者的同期相关系数为0.84；
(3)在消费的各组成部分中，居民消费波动小于政府消费，但居民消费是较强顺周期的(同期相关系数为0.74)，政府消费是弱顺周期的(同期相关系数为0.18)；
(4)在居民消费的各组成部分中，城镇居民的消费波动小于农村居民，但城镇居民消费与产出的同期相关性略高于农村居民消费与产出的同期相关性；
(5)劳动投入(以从业人数表示)波动小于产出波动且基本上是弱顺周期或非周期的，它与产量波动的相对标准差为0.19，同期相关系数为0.08。
注：(1)所有数据均指用物价指数折算后的实际数据。表中投资1指实际固定资产投资，投资2指实际资本形成，资本数据来自于Chow and Li(2002)，并按其方法延至2005年。我们也对张军(2002)估算的资本数据进行了相应处理，由于结果相近，这里不再列出。数据来源：《新中国五十年统计年鉴》、《中国统计年鉴2005》和《中国统计年鉴2006》。
(2)在整理中国经济波动特征事实过程中，我们注意到由于统计口径的变化，统计年鉴提供的就业数据在1990年发生了跳动。虽然使用原始数据不改变我国就业的基本特征，但为了使整个考察期内的数据具有连续性和可比性，我们对原始就业数据进行了修正。修正方法可以是根据1990—1993年3年的平均增长率将1978—1989年的就业数据向上移动，也可以是将1990—2005年的就业数据向下移动，由两种方法得到的结果基本相同，文中列出的是根据前一种方法所得数据。
上述特征事实(1)和特征事实(5)对模型构造具有重要意义。特征事实(1)表明，中国居民的消费与他们的当期收入高度相关，相当一部分中国的消费者让他们的消费追随他们的收入而不按照效用极大原则加以平滑，这一事实与我们的直觉相一致。与发达国家相比，中国的信用制度相对落后，消费者很难按照自己的意愿来平滑其消费。事实上，在实施分期付款买房之前，中国的个人信用制度仅仅对少数人具有实际意义。
RBC模型在新古典增长模型基础上引入外生随机冲击和劳动的跨期替代，后者将冲击传导给产量并放大产量波动。然而，根据特征事实(5)，我国劳动投入(以从业人数表示)的波动相对较小(标准差为0.006)且基本上是弱顺周期或非周期的(与产量的相关系数为0.08)。而在发达国家(如美国)，劳动投入波动与产量波动高度相关，同期相关系数约为0.85。这一特征事实符合我国劳动市场实际状况。由于长期存在隐性失业，中国大部分企业无需在产量提高时增加就业，也很难或不能在经济不景气时解雇职工。中国的劳动供给很难随工资和利率的升降增加或减少，通过劳动人数增减来传导外生冲击的作用被大大削弱。
在构造中国经济波动的RBC模型时，如果忽略上述2个特征事实而简单套用标准的RBC模型，很难得到与中国经济实际相匹配的模拟结果。例如，表2列出了我们对标准的可分和不可分劳动模型按中国数据加以校准⑧ 后得到的模拟结果以及国内现有2篇相关文献的结果，不难看出，这些结果在下列几方面与中国实际数据出入较大。从表2可知：(1)由标准可分劳动、标准不可分劳动和陈昆亭等(2004a)模型得到的劳动与产量的相关系数分别为0.88、0.94和0.96，而实际数据则为0.08，模型结果与实际相差甚远。(2)由上至下，模型模拟的劳动与产出波动的相对标准差分别为0.51、0.71和1.8，而实际值为0.19，3个模型结果与实际匹配得并不理想。(3)陈昆亭等(2004a)的消费标准差绝对值与实际值的匹配程度好于其他模型，但其模拟的消费与产量的相对标准差(0.28)是4个模型中最差的，与实际值(1.18)相差约74％，其他3个模型所得相对标准差分别为0.485、0.41和0.5，也与实际值相差50％以上。
现有模型的模拟结果与实际数据的差异集中体现在消费和就业上。本文的研究表明，如果我们在标准模型基础上引入劳动的调整成本和消费的流动性约束，RBC模型能够较好地再现中国经济波动的特征事实。
三、模型1：劳动调整成本和可变资本利用率
Kydland and Prescott(1982)在新古典增长模型基础上通过引入外生技术冲击和劳动的跨期替代，较好地用RBC模型模拟了美国的经济波动。然而，如前所述，标准RBC模型并不适用于中国。中国经济具有不同于发达国家的特征事实，构建中国经济波动的RBC模型应该反映这些事实。
根据特征事实(5)，1978年以来中国就业人数的波动很小，就业人数大致按每年1.6％的速度稳定增长(见图1)，很少偏离其趋势，就业波动的绝对标准差为0.006，远远小于产量波动的标准差0.032，约为后者的19％。更重要的是，中国的就业波动与产量波动基本不相关(二者的同期相关系数仅为0.08)，这与劳动变化在世界各国构成重要的外生冲击传导机制从而是强顺周期的事实相去甚远。这一事实表明我国的就业具有刚性。一方面，由于长期存在隐性失业，中国大部分企业无需在产量提高时增加就业；另一方面由于制度或传统原因，企业也很难或不能在经济不景气时解雇职工，且二者相互影响，增减劳动存在较大的调整成本，劳动的跨期替代在中国受到很大限制。为了反映这一特征事实，我们参照Wen(2004)，在Hansen(1985)不可分劳动模型基础上引入劳动的调整成本，使模型更贴近中国经济实际。
图1 1978—2005年中国就业对数值及增长趋势
资本利用率通常随一国经济状况好坏而同向波动。为简单起见，许多RBC模型省略了这一因素。然而，由于中国的劳动增减存在较大的调整成本，劳动对波动的传导作用大大降低，将可变资本利用率纳入模型就变得十分必要。作为对中国经济波动的一个近似，模型1是一个劳动不可分、劳动调整存在成本和资本利用率可变的RBC模型。
(一)模型
Chow and Li(2002)利用中国1952—1998年的数据对总量生产函数进行估计，发现规模报酬不变的Cobb-Douglas函数完全适用于中国，故此处生产函数采用如下柯布—道格拉斯形式：
(二)解模型
由于模型中不含任何扭曲或外部性，其竞争性均衡解等同于社会计划者问题解。该问题为：
资本利用率大小取决于使用资本所得边际产量与资本边际磨损的比较。最优资本利用率的一阶条件为：
(三)校准
解模型前需要确定模型中的各个参数值，即对模型进行校准。校准模型1的主要困难在于：(1)资本利用率不可观察，找不到相应的统计数据；(2)由于假定资本利用率可变，索罗剩余变得难以度量。
模型中有两类外生冲击，一是技术冲击，二是政府购买冲击。技术冲击参数根据1978—2005年的索罗剩余序列估计得出。计S为索罗剩余，根据模型的生产函数定义
其中
是一个常数。由(3.21)可得到模型1的索罗剩余序列，对该序列进行剔除趋势处理得到其短期波动部分，对波动部分进行无截矩的一阶自回归得到技术冲击一阶自回归系数以及波动标准差，二者分别为：
。与不考虑可变资本利用率时技术冲击波动的标准差相比，下降幅度约为23％。通常所说的索罗剩余反映产量增量中除资本和劳动贡献外所有其他因素的影响，技术只是这些因素之一。模型引入可变资本利用率后，技术贡献应该相应变小，上述结果符合我们的预期。利用相同方法对政府购买序列进行处理，可得到有关政府支出冲击的一阶自回归系数和波动标准差：
。
Chow and Li(2002)利用中国1952—1998年的数据对总量生产函数进行估计，发现规模报酬不变的Cobb-Douglas函数完全适用于中国，他们估计的资本份额为0.55。国内其他学者对资本份额的估计也在0.5左右，如张军(2002)估计的资本份额为0.499，王小鲁和樊纲(2000)估计的资本份额为0.5。我们取资本份额α为0.5。学术界对中国折旧率的估算各不相同，Chow and Li(2002)在估算中国资本存量时，对1978—1992年的资本折旧率取值为0.04，1993—1998年的资本折旧率略有上升，平均为0.056；王小鲁和樊纲(2000)选取的折旧率为0.05；王益煊和吴优(2003)采用余额递减法估计了几种资产的折旧率：城镇住宅折旧率为0.08，非住宅建筑的折旧率为0.09，机器设备折旧率为0.036—0.138，市政建设折旧率为0.036，农村住宅和其他折旧率为0.015。在研究中国经济波动的文献中，陈昆亭等(2004a)选取的折旧率为0.1。我们随大多数人取稳态折旧率
。(11) 稳态技术增长率g参考Chow and Li(2002)取值为0.03。RBC文献(如King and Reblo(1999))对美国资本的年收益率估计值约为0.06，中国资本收益率同折旧率一样也没有公认的取值。张帆(2000)估算的1978年和1995年的中国物质资本收益率分别为0.1和0.12。我们利用Chow and Li(2002)提供的资本数据和实际产量数据，并根据资本毛收益率计算公式R＝
，计算得R≈1.081，这一结果与北大中国经济研究中心2007年1月发布的中国2005年资本总回报率7.5％基本一致。(12) 我们将1978—2005年间实际政府支出与实际产出比值的平均数(0.16)看作其稳态值。ψ为参数，反映劳动调整成本的大小，ψ较大说明就业变动产生的成本较大。我们取ψ＝1.5以使模型模拟的就业与产出波动相对标准差与实际值接近。(13) 我们将稳态就业率N设为0.95以使它与4.2％左右的中国城镇登记失业率相一致。综上所述，模型1的参数校准表如下：
(四)模拟结果
表4列出了利用MATLAB程序(14) 得到的模型1的主要模拟结果。由表4可知，模型1中的资本、消费、投资与产出波动的同期相关系数分别为0.38、0.78、0.87，而它们对应的实际值分别为0.56、0.63，0.84。可以看出，模拟结果与实际同期相关系数相当接近。从相对波动幅度看，模拟的资本、投资、就业与产出波动的相对标准差分别为0.35、3.2和0.19，与之对应的实际值分别为0.37、3和0.19，模拟结果与实际值也相当接近。在不考虑劳动调整成本的RBC模型中，就业与产出的同期相关系数高达0.98。在模型1中，二者的同期相关系数降至0.71，相对无调整成本模型有了一定改善，虽然它与实际值0.08相比仍有较大差距。
模型1的不足之处主要在于：模型中消费与产量的相对标准差与实际数据存在较大差距，模型结果为0.33，其实际值为1.18。中国的实际消费波动略大于产量波动，模型模拟的消费波动却只有产量波动的30％左右，国内现有文献模拟的结果与模型1的结果大致相同，(15) 在下一节中我们试图通过引入消费的流动性约束来说明这一问题。
四、模型2：劳动调整成本、资本可变利用率和流动性约束
对于一个理性消费者，如果他可以根据自己的意愿自由借贷，其行为将遵循跨期消费的欧拉方程：
前者是略小于1、后者是略大于1的数，二者的乘积约等于1。观察该等式两边，主观贴现率与资本收益率的乘积约等于1意味着当期消费与下期消费非常接近，即消费相当平滑。显然，只要假定市场是完善的，从模型得到的消费就是平滑的，其波动不可能与产量波动相当更不可能大于产量波动。然而，由于中国的大部分消费者在选择其消费路径时都或多或少地受到借贷限制，中国在实行买房分期付款之前，通过借贷来平滑消费对绝大多数人来说几乎是不可能的，中国消费者面临的流动性约束远远大于发达国家，因此在构造中国经济波动的RBC模型时不应忽略流动性约束的影响。
流动性约束使行为人不能完全按照效用极大原则将未来的钱拿到今天花。然而，所有人都受或都不受流动性约束是两种极端情况。基于上述考虑，本节中我们借鉴Campbell and Mankiw(1989)和Bugarin and Elley(2002)将消费者区分为两类：其中一类完全不受流动性约束，可以像标准RBC模型中的消费者一样自由借贷，他们的消费行为遵循永久收入假说(PIH)；另一类完全受流动性约束，他们不能通过借贷来平滑消费，他们的当期消费完全由其当期收入决定。
(一)模型
模型2在模型1基础上对一部分消费者的消费行为施加了流动性约束。考虑模型经济中只生产和消费一种产品(GDP)，假定模型中的代表性行为人是兼具消费者和生产者两种身份且总量为1的连续体。全部消费者分为两类：类型1为PIH型，其行为与模型1中的代表性消费者相同，在这里我们进一步假定他们拥有社会全部资本，生产中他们出租资本、提供劳动，获得相应的资本收益与工资。类型2为无产者，他们不拥有资本，不能在金融市场进行借贷，他们在生产中提供劳动并获得工资。假定类型2消费者不进行储蓄和资本积累，社会资本积累完全来源于类型1消费者的储蓄行为。由于两类人消费的是同一产品且效用函数相同，因此总消费是他们的消费之和。代表性消费者的优化问题可写作：
其中小写字母代表对稳态的偏离率，η代表类型2消费者占总人口的比重。假定两类人的劳动同质，工资相等，这意味着η也是类型2消费者的劳动收入占总劳动收入的比重。由于劳动收入份额为1－α，因此类型2消费者的收入占全社会总收入的比重为θ＝(1－α)η。设模型2中的技术冲击和政府冲击方程与模型1中相同。
模型2的一阶条件和约束条件概括起来为：
(二)模型的校准
模型2的大部分参数与模型1相同，新的需要校准的参数是两类消费者的收入比重和人口比重。根据Campbell and Mankiw(1989)，美国大约50％的消费并不遵循PIH假说。中国的贫富差距较大，李实和赵人伟(1999)计算的1995年的全国基尼系数为0.452，马敏娜(2001)测算的1996年的基尼系数为0.424，1997年为0.425，1998年为0.445。可以说大部分财富掌握在少数人手中，我们假定这一部分富裕人口不受流动性约束。根据Bugarin and Elley(2002)，巴西消费者中受流动性约束的比例大约为75％。中国目前的贫富差距应该在巴西之上，据此估计中国受流动性约束的人数比重应该在75％以上，我们取η＝0.8，即全社会受到流动性约束的人口比例为80％。(16) η＝0.8意味着类型2消费者的劳动所得占全社会劳动所得的80％，而全社会劳动收入占总收入的50％，以此推算类型1消费者的收入占全社会总收入的60％，即受到流动性约束的收入比例θ为40％。
表5列出了模型2的参数校准值。
(三)模拟结果
我们将模型2的模拟结果列在表6中。从表6可知，(1)从相对波幅看，模型2模拟的资本、消费、就业和投资与产出相对波动标准差分别为0.35(0.37)、1.13(1.18)、0.19(0.19)和3.19(3.00)，它们与括号内列出的实际值已很接近。其中，资本、就业和投资与产出波动的相对波幅与模型1基本一致，但消费与产出波动的相对标准差与模型1相比有了较大改善。不考虑流动性约束时，消费与产出波动的相对标准差为0.33，引入流动性约束后为1.13，其实际值为1.18，模拟值达到了实际值的96％，较好地反映了中国1978年以来消费波动相对较大的特征事实。(2)从同期相关系数看，资本、消费、就业和投资与产出波动的同期相关系数分别为0.38(0.56)、0.86(0.63)、0.71(0.08)、0.87(0.84)，与括号内列出的实际值也较为接近。
总体而言，与模型1相比，模型2的模拟结果有了进一步改善。可以说，模型2在相对简单的结构下基本反映了中国1978年以来的经济波动事实。
五、结论
中国经济波动呈现出若干与发达国家不同的特征事实，主要表现在中国的消费波动完全追随甚至大于产量波动，就业人数变动却与产量增减基本无关。由于中国特定的社会、政治和经济制度，中国就业的增加相当稳定，中国消费者受到的流动性约束远远大于发达国家。本文根据中国经济波动的上述特征事实构造了包含存在劳动调整成本和可变资本利用率的劳动不可分RBC模型和在上述模型基础上引入流动性约束的RBC模型，模拟结果显示：(1)由包含劳动调整成本的RBC模型得到的就业与产出波动相对标准差与实际值基本一致，模型同时显示了劳动波动的弱顺周期性，较好地解释了中国1978年以来中国就业波动的相关特征。(2)在劳动调整成本模型基础上，通过引入流动性约束，进一步改善了模型各变量尤其是消费与其实际值的匹配程度，使模拟的消费与产量波动的相对标准差达1.13，与实际值1.18已十分相近，较好地再现了1978年以来中国消费波动较大的特征事实。
上述两个模型的不足之处主要在于：(1)校准参数时依据的样本量有限，模型的适用性尚需更多数据加以验证；(2)模型不含货币且没有考虑对外开放对中国经济的影响，这些都需要进行专题研究。
注释：
① 有关物价和工资的名义刚性的文献包括Cho and Cooley(1995)；Ireland(2004)等，资本外部性的文献有Christaino and Harrison(1999)等，效率工资的文献有Danthine and Donaldson(1990)等，工作搜寻的文献有Merz(1995)，Andolfatto(1996)等。
② 如Evens,Honkapohja and Romer(1998)，Francois and Lloyd-Ellis(2003)，W
lde(2003)等。
③ 这方面的文献综述可见Chari and Kehoe(1999)。
④ 卜永祥、靳炎(2002)和陈昆亭等(2004a,2004b)在用DSGE方法研究中国宏观经济波动方面作出了有益尝试。然而，由于他们的模型未能真正反映中国经济实际，其模型结果与中国经济特征事实之间存在较大差距。
⑤ 如Kydland and Zarazaga(1997),Alper(1998),Bergoeing and Soto(2000),Aguiar and Gopinath(2004)等。
⑥ 模型1和模型2都包含了政府支出，模型2还包含了流动性约束，但由于数据所限，我们在模型2中没有考虑趋势波动。
⑦ 由于在分析中使用的是年度数据，因此我们按通常做法，在滤波时令反映增长趋势和波动相对方差的参数λ为100。
⑧ 我们将关于校准模型参数的讨论放在下一节中。
⑨ 依据Kydland and Prescott(1982)。
⑩ 依据Hansen(1985)。
(11) 我们也考察了折旧率取其他值时的模拟结果，整体看模型模拟结果对的取值不敏感，感兴趣的读者可以向作者索取该结果。
(12) 数据来源：北京大学中国经济研究中心(2007)。
(13) 我们也考察了该参数取其他值时的结果。ψ的增加导致产出、就业波动下降，其他模拟结果对ψ的取值不敏感。
(14) 我们利用了Uhlig(1999)提供的程序。
(15) 卜永祥、靳炎(2002)和陈昆亭等(2004a)模拟的消费与产出波动相对标准差分别也只有50％和28％。
(16) 当η从0.1上升到0.9，模型模拟的消费波动标准差从0.007上升到0.019，消费与产出波动相对标准差由0.41上升到1.22。与实际数据比较，当模型中70％以上的人受到流动性约束时，模拟的消费波动大于产出波动。模型结果对η取值具有一定敏感性。