预期冲击、情绪与中国宏观经济波动，本文主要内容关键词为：情绪论文,中国宏观经济论文，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。
[中图分类号]F12 [文献标识码]A [文章编号]1006—012X(2016)—03—0037(06) 重视预期管理，提升宏观经济管理效率，是后危机时代各国宏观经济调控实践的基本共识。党的十八届三中全会明确将“稳定市场预期”纳入到健全宏观调控体系的框架之中；且在应对经济“新常态”全力推进供给侧结构性改革的进程中，更是将“实施宏观调控，要更加注重引导市场行为和社会心理预期”作为当前工作的重点之一加以明确。目前，学界对预期冲击与宏观经济波动的机制研究较少，尤其是将行为人情绪与预期冲击、宏观经济波动联系起来的文献更少。 在预期冲击与宏观经济波动的文献中，Beautry & Portier(2006)[1]将预期冲击与未来新息冲击联系起来，认为未来生产率变化的信息驱动了美国经济周期波动，为后继学者在模型中如何引入预期冲击形成了很好的借鉴；此后，Davis(2007)，Fujiwara、Hirose & Shintani(2009)，Shen Guo(2008a)，Grohe & Uribe(2008)，Milani & Treadwell(2012)[2-6]对各种要素冲击对宏观经济波动的影响纷纷展开了进一步探讨。国内文献中，庄子罐(2012)[7]研究了预期冲击在中国经济波动中的作用，认为其可对50%以上的我国中长期经济波动形成解释；隋建利、刘金全和庞春阳(2011)[8]探讨了“自我实现预期”在宏观经济中的重要作用；王晓芳、毛彦军(2012)[9]基于一般均衡模型考察了预期到的货币供给冲击对我国产出和通胀的影响，得出预期可对通货膨胀波动28%以上进行解释，但对产出波动影响偏小的结论。通过建立动态随机一般均衡模型来对我国经济问题进行考察已成为越来越多学者的选择，较早如黄赜林(2005)、胡永刚、刘方(2007)[10，11]基于竞争性市场的RBC模型展开研究；后考虑中国经济中由市场势力、交错劳动合同等引致的价格粘性和工资刚性广泛存在，实体经济并不满足市场出清的条件。陈昆亭、龚六堂(2006)[12]认为，引入价格粘性的新凯恩斯模型能更好地解释中国经济波动特征；而如李春吉、孟晓宏(2006)，王君斌、王文甫(2010)等[13，14]则从考虑市场势力和不完全竞争切入基于新凯恩斯模型展开了研究。本文延续这一思路，将预期冲击引入新凯恩斯主义模型中对中国宏观经济波动的预期冲击反应进行相关探究。 二、理论模型构建 借鉴Smets & Wouters(2003、2007)[15，16]构建一个包括代表性家庭、厂商和中央银行的3部门新凯恩斯动态随机一般均衡模型(DSGE)；并按Beautry & Portier(2006)[17]将预期理解为新息冲击引入。 1.代表性家庭
其中，
分别代表主观贴现和消费习惯因子、家庭风险规避系数(跨期替代弹性的倒数)、劳动供给对实际工资弹性的倒数和消费偏好冲击。 且每个家庭受到的预算约束：
代表性家庭的劳动与工资决策。借鉴Smets & Wouters(2003)[18]的研究，采取Calvo方式引入粘性名义工资，每一期t家庭以稳定概率1-
收到随机“工资调整信号”时，才将其名义工资调整至最优；而不重新优化工资的
部分，其工资水平按照通货膨胀指数模型进行调整
，其中
是对工资指数水平的度量。
3.预期冲击引入 借鉴Beautry & Portier(2006)、[21]Grohe & Uribe(2008)，[22]在将预期理解为对未来宏观经济新息(News information)识别、反映的基础上，将其引入一般均衡模型。
根据相关文献研究成果，本文仅对偏好冲击、技术冲击和货币政策冲击加以考虑；在假设每种要素的冲击都包含可预期部分和不可预期部分，并借鉴庄子罐(2012)[23]仅考虑滞后两期的可预期冲击部分。 三、模型估计与分析 1.数据处理与参数估计 通过参考现有文献，对模型结构参数进行校准；将中国实际GDP数据作为观测变量，利用贝叶斯方法对动态参数新息冲击方差进行估计。数据来源于中经网数据库，时间从1999年第一季度至2015年第一季度，名义GDP经过以1999年为基期的GDP平减指数换算为实际值；通过X12方法进行季度调整去剔除季节性影响；再利用HP滤波方法进行去趋调整；为得到观测变量对稳态值的偏离波动序列，再将得到的数据序列进行对数差分。 参数校准：根据我国7天银行间同业拆借利率的季度平均值及稳态时βR=1，将季度贴现率β校准为0.99；参照龚六堂和谢丹阳(2004)[24]季度折旧率δ校准为0.025；借鉴李松华(2013)[25]将生产函数中的资本产出弹性α价格粘性参数
校准为0.9053，工资粘性参数
校准为0.8284，工资指数化水平
校准为0.6875，不同劳动之间替代弹性
校准为0.594；根据Smets & Wouters(2003)[26]将投资调整成本
校准为0.148，资本利用成本
校准为0.169，劳动供给的工资弹性的逆
校准为2.38，消费惯性h设定为0.7，消费跨期替代弹性(即家庭风险规避系数)
标准等于3；根据样本期实际数据，校准消费占GDP比重
为0.452，政府预算支出与GDP占比
为0.1452；货币政策中利率对通胀
、产出
的反应系数及利率平滑系数
分别校准为1.7099、0.289和0.7822；外生冲击的持久性参数分别校准
。 部分参数贝叶斯估计。利用贝叶斯方法对新息冲击标准差
进行估计，应先对其先验分布进行选择，因为其会对影响估计的精确度产生较大影响。根据Fujiwara，Hirose and Shintani(2008)、[27]Grohe and Uribe(2008)[28]和庄子罐(2010)，[29]将新息冲击标准差的先验分布设定为服从倒伽马分布，具体情况与估计结果见表1。
2.预期冲击的方差分解 根据模型估计的先给分布与后验分布的对比图、外生光滑冲击的光滑估计，可以得出模型估计的有效性较高；且模型的脉冲响应结果表明，技术、偏好和货币政策的预期冲击会带来经济变量的共动现象，为经济波动出现“庇古周期”提供了佐证。鉴于本文的研究目的是希望发现预期在宏观经济波动中的作用，因此模型的分析结果在此就不再详列。 通过表2可发现，总体预期冲击可以对产出、消费、投资、及通胀波动的近50%以上的进行解释。其中，技术预期冲击仍是宏观经济波动的最重要因素，这与传统的经济周期、经济波动的理论相一致。在消费波动中，偏好的预期冲击成为最重要因素，这与实际经济体验相一致。货币政策的预期冲击对产出、投资影响要大于对消费、通胀的影响，这与我国货币政策目标更多指向经济增长相关；同时，消费、通胀的影响因子较多，弱化了预期在其波动中的解释作用。总体上，可以认为预期因素是经济波动重要影响因素之一，这与庄子罐(2012)、[30]毛彦军(2012)[31]等的研究相一致。
四、情绪、预期与经济波动 1.情绪及参数刻画 将预期理解为对未来新息的反应，即是将其看成一个信息加工处理过程，而行为人的情绪在这一过程中疑问会发挥着作用。结合上述结论，如果预期冲击会对宏观经济变量产生影响，那么行为人情绪自然就会通过影响预期而作用于经济波动。但基于经济模型对此展开讨论的首要问题即是如何利用模型参数对情绪进行描述，借鉴Mehra and Sah(2002)[32]思想，可将情绪定义为主观贴现率、风险规避系数和消费跨期替代弹性等投资者主观偏好的结构参数。同时，鉴于本文所构建的一般均衡模型中所选择的居民消费效用函数为CRRA形式，风险规避系数与跨期替代弹性系数互为倒数，因此主观偏好结构参数就由主观贴现率和跨期替代弹性来进行刻画。一般而言，高主观贴现率和高消费跨期替代弹性对应着行为的情绪稳定状态，反之则反。 2.情绪、预期冲击与经济波动实证分析 基于上文所构建的模型，对情绪参数主观贴现率β、消费跨期替代弹性1/
的附值进行改变，以分析情绪在预期冲击对宏观经济变动中的作用。结合βR=1的稳态条件和β∈[0，1]，确定其选值范围为[0.8，0.99]，对应的利率范围约在[25%，1%]之间。根据埃普斯坦和金的研究结论，将跨期替代弹性的倒数
的取值范围选定为[1，20]，相关的实证结果如图1和图2所示。
图1 风险规避系数与预期冲击对宏观变量解释力度
图2 主观贴现率与预期冲击对宏观变量解释力度 图1和图2分别描述了在保持主观贴现率β、居民消费跨期替代弹性的逆
不变的前提下，分别使
在[1，20]之间和β在[0.8，0.99]之间连续变动，从而得到预期冲击对宏观经济变量(产出、消费和通货膨胀)波动的解释能力的变动情况。可以看出，随着消费跨期替代弹性1/
和主观贴现率β的增加(即情绪趋向于不稳定)，预期冲击对宏观经济波动的总体解释能力出现上升。但情绪因素对具体经济变量的影响是不同的，总体上对消费的影响最大，通货膨胀次之，对产出的影响位居第三。 上述分析没有考虑β和
之间的相互影响，然而情绪是由主观贴现率和跨期替代弹性共同来刻画的，因此就需要将两者组合起来对预期冲击与经济波动的相关影响进行分析。由前文可知，较大的β与较小的
表达了行为人的情绪不稳定倾向，而较小的β与较大
的则表示行为人情绪稳定倾向；结合两参数的取值范围分别为[0.8，0.99]和[1，20]，因此通过两者的组合[
，β]来对行为人的情绪进行刻画。具体来讲，用尽量小的
与尽量大的β组合[1，0.99]表示情绪的极不稳定，尽量大的
与尽量小的β组合[20，0.8]来表示情绪的极稳定状态，在情绪的极不稳定与极稳定之间，
与β保持均匀递增或递减。为便于表达，可以定义一个情绪指数变量χ=0.5
+0.5β(χ越小表示情绪越不稳定)，以考察情绪变动会引致预期冲击对经济变量的作用变化。具体的实证结果如图3所示。
图3 情绪与预期冲击对宏观变量解释力度 由图3可以看出，随着行为人情绪不稳定程度的增加，预期冲击的作用明显上升，其对产出、消费和通货膨胀的解释力度分别从46.84%、48.56%和46.84%上升到51.43%、55.53和51.91%。在这一进程中，除消费波动在情绪过于不稳定状态下出现受预期冲击解释能力下降的状态，产出和通胀的变动状态基本呈线性变化关系。但从预期对经济波动的解释能力变化的过程来看，其并非呈现出一个匀速过程。在情绪不稳定区间，预期对经济波动解释能力的弹性较大，表现为随居民消费跨期替代弹性变化而预期解释能力快速变化；而当情绪相对稳定时，预期对经济波动解释能力的弹性较小，表现为随居民消费跨期替代弹性变化而变化减缓。以预期冲击对产出波动的影响为例，情绪指数由10.4到5.45的变动所引致的预期冲击对产出波动解释能力的上升仅为整个区间波动带来整体影响26.1%；而当情绪指数从2.98到1.00的变动时，其带来的预期冲击解释能力的变动为总体变动的46%。并且，对消费与通货膨胀的影响也表现出同样的规律。 五、结论与启示 宏观经济管理中需增强对预期管理的关注与使用，以进一步增强宏观调控管理效率。在以往我国的宏观经济管理实践中，对预期管理关注较少，这与我国经济近30年总体表现平稳，预期作用于经济的效应较小有直接关联。但当以“新常态”为主要特征的经济发展迎面而来之时，前所未有的复杂经济发展环境使得我国的经济发展不确定性陡然增强。具体来讲，国外受危机因素的影响远未消尽，发达国家复苏之路并非一帆风顺，新兴经济体的表现多有反复；而国内“三期叠加”影响下的经济增长路径转轨也是困难多多，全力推进供给侧结构性改革的路程中无疑会使中国经济承受不可避免的“阵痛”。在如此复杂的不确定性环境下，中国经济宏观管理的“试错、容错”空间越来越小，对宏观调控的精细化、准确化和管理效率都提出了更高要求。且随着信息时代的发展，居民对社会信息的获取、处理与掌握的数量与能力与昨日已不可同日而语，如还希望以“欺骗”方式获取政策管理效果的路径已越走越窄。正如本文的研究结论所显示的，预期冲击(技术、偏好和货币政策预期冲击)对我国宏观经济变量(产出、消费、投资、及通胀)波动的50%以上可进行解释。如若忽略对预期因素在宏观调控中的这种作用，那么对整体经济管理效率的提升可能并非可达到功半事倍的效果。 在预期管理实施中，需关注各类型预期冲击对经济波动影响的异质性。从本文的相关结论来看，预期到的技术冲击对经济变量总体影响最大，偏好预期冲击是影响消费波动的最重要因素，而预期到的货币政策冲击对产出和投资的影响要大于对消费和投资的影响。因此，在宏观经济调控实践中，需根据经济发展不同阶段以及不同时期宏观调控的指向侧重而具体选择预期管理的目标指向。当前中国经济的潜在增长率有所下降，正在实施的供给侧结构性改革目标就是要重新提升经济的潜在增长率，而其中核心抓手是全要素生产率的提升。而在预期因素对经济影响的分析中，可以看到预期技术冲击也正是影响经济波动的最重要预期类型。这一方面说明了预期管理在当前经济调控中实施的重要性；另一方面也指出应从促进技术冲击预期的角度来开展相关的预期管理工作，如通过减免税收、加强知识产权管理、创造平等竞争经济环境来提升各行为主体对技术提升的预期等举措值得深入讨论。 积极利用微观主体情绪影响预期形成，提升预期管理效率。情绪变动通过预期冲击作用于经济波动，预期冲击效应与情绪稳定性表现出正相关关系。本文的研究结论认为，情绪通过预期冲击作用于经济变量的波动解释力度在5%以上，且预期冲击影响的弹性与情绪稳定性之间表现出较强正相关性。所以，通过稳定预期提升宏观调控政策有效性的路径是有效可行的。简单来讲，经济体系中存在经济波动→不确定性提升→情绪不稳定倾向→预期冲击→经济波动增强的自反馈实现机制，当经济相对不平稳时，通过预期管理作用于情绪，进而对经济波动产生作用的效应较大，这与李拉亚(2011)[33]主张的预期管理主要是针对经济危机管理的思想相一致。
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