馬軼群+曲澤靜

H摘要：通過構(gòu)建勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移波動(dòng)沖擊宏觀經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型，探討勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對中國宏觀經(jīng)濟(jì)影響的內(nèi)在機(jī)理及影響程度。實(shí)證結(jié)果表明：建立的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型能夠較好地解釋實(shí)際經(jīng)濟(jì)特征，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響較其他沖擊具有長期性，對產(chǎn)出、消費(fèi)、投資和資本存量具有長期正向效應(yīng)，對就業(yè)、物價(jià)、工資收入和生產(chǎn)成本具有長期負(fù)向效應(yīng)。技術(shù)進(jìn)步、政府支出和勞動(dòng)力供給對宏觀經(jīng)濟(jì)的沖擊與已有研究較為一致，但與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移相比，三種沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響僅為中短期效應(yīng)。在對各宏觀經(jīng)濟(jì)變量變化的貢獻(xiàn)中，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移僅對產(chǎn)出發(fā)揮了主要作用，對資本和物價(jià)的變化有重要影響，但要弱于技術(shù)進(jìn)步的影響，而在對消費(fèi)和就業(yè)的影響上，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移要顯著弱于技術(shù)進(jìn)步。

關(guān)鍵詞：動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型；勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移；宏觀經(jīng)濟(jì)

中圖分類號：C92-05文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000-4149（2014）06-0057-12

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2014.06.006

The Shock Effect of Labor Transfer Fluctuation for Macroeconomy in China

MA Yiqun1， QU Zejing2

（1.School of Economics，Nanjing University，Nanjing 210093，China；

2.Business School， Tongling University， Tongling 244061， China）

Abstract：The paper set up a dynamic stochastic general equilibrium model including labor transfer which used data simulation method to study the inherent logic and dynamic impact of labor transfer influence on macroeconomy in China. Empirical findings show that： the DSGE model can explain the real economy well， the shock of labor transfer for macroeconomy is longer than other variables. Labor transfer has positive impact on output， consumption， investment and capital stock in the long term， and has negative impact on employment， price， wage and output cost in the long term. The impact of technical progress， government expenditures and labor supply is the same with existent research， but they are midterm and shortterm impact. Labor transfer only play a significant role in contribution for output， has important impact on capital stock and price. The impact of labor transfer for consumption and employment is weaker than technical progress.

Keywords：DSGE Model； labor transfer； macroeconomy

一、引言

改革開放以來，大規(guī)模勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移一直是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展不可或缺的動(dòng)力。何建新經(jīng)過估算認(rèn)為，1991年我國農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模接近9000萬人，到2009年，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移人數(shù)已超過1.7億，18年內(nèi)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移人數(shù)凈增8000萬以上[1]。但一直以來，規(guī)模龐大的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移并不穩(wěn)定，始于2005年的“民工荒”讓東南沿海地區(qū)開始明顯感受到了勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移波動(dòng)的沖擊，筆者使用HP濾波處理后，得到1985～2012年中國勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移波動(dòng)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)（見圖1）。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移波動(dòng)的周期性顯著，波動(dòng)幅度小于產(chǎn)出，2003年經(jīng)濟(jì)觸底，之后開始快速復(fù)蘇，由于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移沒能及時(shí)跟上，于是“民工

圖1中國勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移周期波動(dòng)

數(shù)據(jù)來源：作者根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)整理，并經(jīng)過HP濾波處理所得。

荒”出現(xiàn)，接著2008年金融危機(jī)爆發(fā)，使原本具有上升趨勢的產(chǎn)出發(fā)生逆轉(zhuǎn)。我國政府迅速進(jìn)行應(yīng)對，提出“4萬億”投資計(jì)劃，在巨額投資的刺激下，產(chǎn)出又回到原周期性的上升趨勢。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移此時(shí)也改變了原有的周期波動(dòng)性，在短期內(nèi)加速波動(dòng)，頻繁出現(xiàn)“農(nóng)民工返鄉(xiāng)”、“用工荒”和“勞工荒”等現(xiàn)象，這與我們觀察到的事實(shí)較為吻合。那么，如此大規(guī)模的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，其波動(dòng)如何沖擊我國宏觀經(jīng)濟(jì)？以及沖擊程度如何？段均和高定倫使用VEC模型實(shí)證檢驗(yàn)了勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的投資效應(yīng)，并對異地轉(zhuǎn)移和就地轉(zhuǎn)移進(jìn)行了比較[2]。杜鑫在全國農(nóng)村住戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移會顯著提高農(nóng)戶人均生活消費(fèi)和人均居住支出水平，但對農(nóng)戶人均生產(chǎn)性固定資產(chǎn)購置支出沒有產(chǎn)生顯著影響[3]。柳清瑞通過對農(nóng)村勞動(dòng)力遷移率數(shù)理模型的分析，得出農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)大規(guī)模轉(zhuǎn)移就會對城鎮(zhèn)就業(yè)產(chǎn)生沖擊的結(jié)論[4]。以上成果為深入認(rèn)識勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響效應(yīng)提供了幫助，但這些研究多集中于宏觀經(jīng)濟(jì)的某個(gè)方面，很少能夠進(jìn)行較為全面的分析。

近年來，國內(nèi)學(xué)者開始使用動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型（DSGE Model）分析中國宏觀經(jīng)濟(jì)問題，探討相關(guān)要素的波動(dòng)對宏觀經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)。DSGE模型源自真實(shí)經(jīng)濟(jì)周期（RBC）理論，其延續(xù)了RBC理論的主流宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)分析手段，從供給方面考察經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)性問題，在不確定條件下研究經(jīng)濟(jì)的一般均衡，從微觀層面刻畫家庭、企業(yè)和政府等經(jīng)濟(jì)主體的決策行為，通過建立各經(jīng)濟(jì)主體的穩(wěn)定內(nèi)在邏輯關(guān)系，利用動(dòng)態(tài)優(yōu)化方法實(shí)現(xiàn)嚴(yán)格意義上的一般均衡。國內(nèi)外的研究表明，DSGE模型不僅能較好地對經(jīng)濟(jì)進(jìn)行模擬，而且可以有效分析經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的沖擊效應(yīng)。在模擬效果上，斯梅茨（Smets）和武泰（Wouters）使用美國1990～2004年的季度數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，較為完整的DSGE模型在模擬宏觀經(jīng)濟(jì)變量沖擊時(shí)，效果要明顯好于VAR和BVAR模型[5]。馬爾欽·科拉薩（Marcin Kolasa）等人使用標(biāo)準(zhǔn)的DSGE模型和專業(yè)預(yù)測者調(diào)查（SPF）進(jìn)行對比，發(fā)現(xiàn)在對美國宏觀經(jīng)濟(jì)進(jìn)行即時(shí)預(yù)測時(shí)，DSGE模型的表現(xiàn)非常成功，特別是在面對變量沖擊時(shí)，DSGE模型要優(yōu)于SPF[6]。王君斌基于中國宏觀季度數(shù)據(jù)，首先給出了通貨膨脹率和產(chǎn)出對技術(shù)沖擊和貨幣政策沖擊的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)，然后在DSGE模型框架內(nèi)引入價(jià)格剛性和壟斷競爭，對模型結(jié)構(gòu)參數(shù)校準(zhǔn)后進(jìn)行了數(shù)值模擬，發(fā)現(xiàn)模型能較好地模擬上述經(jīng)驗(yàn)事實(shí)[7]。在分析經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的沖擊效應(yīng)上，李成等人構(gòu)建了一個(gè)開放經(jīng)濟(jì)條件下多部門的DSGE模型，識別和分析了影響中國宏觀經(jīng)濟(jì)的六種可能沖擊（通脹預(yù)期偏差沖擊、技術(shù)增長率沖擊、政府購買力沖擊、勞動(dòng)力供給沖擊、國際貿(mào)易沖擊以及貨幣政策沖擊），并在此基礎(chǔ)上，重點(diǎn)研究了通貨膨脹預(yù)期偏差沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響[8]。但是，將DSGE模型用來研究發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)時(shí)，應(yīng)考慮到勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是發(fā)展中國家的一個(gè)重要特征，對勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移研究的缺失會降低DSGE模型對發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)的解釋力。

綜上，本文擬建立一個(gè)考慮勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移沖擊的DSGE模型，在模型中探討勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對宏觀經(jīng)濟(jì)各部門影響的內(nèi)在機(jī)理，進(jìn)而分析勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移波動(dòng)以及技術(shù)進(jìn)步、政府支出和勞動(dòng)力供給等對中國宏觀經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)。

二、DSGE模型的建立

1.模型結(jié)構(gòu)

本文建立的DSGE模型包括家庭、中間產(chǎn)品廠商、最終產(chǎn)品廠商、金融機(jī)構(gòu)和政府五個(gè)部門。

（1）家庭部門。在經(jīng)濟(jì)中由多個(gè)無限長壽單元的家庭構(gòu)成DixitStiglitz連續(xù)統(tǒng)，家庭的決策目標(biāo)是其終身效用的最大化，這需在每期t=0，1，2...作出相應(yīng)決策，在模型中簡化為消費(fèi)Ct和勞動(dòng)Nt，實(shí)際貨幣的擁有為Mt/Pt。參考巴克斯特（Baxter）等人以及何宗武（Tsungwu Ho）的設(shè)置[9～10]，在家庭的終生效用函數(shù)中引入一個(gè)線性的關(guān)于家庭消費(fèi)和政府支出的有效消費(fèi)函數(shù)：

MaxE0∑∞t=0βtU（TCt，Nt，Mt/Pt）（1）

其中，E0表示理性預(yù)期算子；主觀貼現(xiàn)率為0<β<1；TCt=CtGbt；家庭消費(fèi)C與政府支出G的關(guān)系系數(shù)為b。有效消費(fèi)函數(shù)說明政府支出與家庭消費(fèi)具有不完全替代性質(zhì)，實(shí)際貨幣余額反映了家庭通過貨幣進(jìn)行交易獲得的效用。效用函數(shù)U為一階齊次的強(qiáng)準(zhǔn)凹函數(shù)，設(shè)置為：

Ut=σ（TCt）σ-1σσ-1+γ（Mt/Pt）γ-1γγ-1-θLtη（Nt）η+1η1+η（2）

其中，σ為消費(fèi)跨期替代彈性；γ為實(shí)際貨幣余額彈性替代彈性；η為勞動(dòng)力供給跨期替代彈性；參考斯梅茨和武泰的做法[11]，加入勞動(dòng)力供給沖擊Lt；θ為大于零的系數(shù)，代表勞動(dòng)力對效用的貢獻(xiàn)度。勞動(dòng)力供給變動(dòng)可以對經(jīng)濟(jì)體中每個(gè)家庭形成影響，可以直接在效用函數(shù)中體現(xiàn)。家庭最大化其效用的預(yù)算約束為：

Ct+（Mt-Mt-1）/Pt+（Dt-Dt-1-Rn，t-1Dt-1）/Pt=（WtNt）/Pt（3）

其中，Pt為價(jià)格總水平；Dt為家庭存款額；Rn，t為名義存款利率。家庭在（3）式的約束下，最優(yōu)化跨期效用函數(shù)（1），可得如下三式：

Ct-1σGb（1-1σ）t=θLtN1ηtPtWt（4）

C-1σtGb（1-1σ）t=βEtCt+1-1σGb（1-1σ）t+1（1+Rn，t）PtPt+1（5）

（Mt/Pt）-1γ=Ct-1σGb（1-1σ）t-βEt[Ct+1-1σGb（1-1σ）t+1Pt/Pt+1]（6）

其中，（4）式的含義是家庭為了實(shí)現(xiàn)效用最大化采取的最優(yōu)消費(fèi)和勞動(dòng)力供給；（5）式為家庭的跨期消費(fèi)行為；（6）式表明了家庭的最優(yōu)貨幣持有量。

（2）中間產(chǎn)品廠商。廠商為家庭擁有，在壟斷競爭市場中生產(chǎn)差異化產(chǎn)品。廠商從家庭雇傭勞動(dòng)Nt，從金融機(jī)構(gòu)借入資本Kt，用以生產(chǎn)Ym，t數(shù)量的產(chǎn)品，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移沖擊為Ht。勞動(dòng)力供給沖擊不同，本文將勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移引入中間產(chǎn)品廠商生產(chǎn)函數(shù)，而非家庭效用函數(shù)，這是因?yàn)椋阂环矫?，DSGE模型是建立在微觀基礎(chǔ)上的，根據(jù)家庭的勞動(dòng)跨期替代實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的模擬，如果將勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移直接引入家庭效用函數(shù)，那意味著代表性家庭是進(jìn)行勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的家庭，從而遺漏非勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的家庭，使得模型不具有一般性；另一方面，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是一個(gè)勞動(dòng)資源優(yōu)化配置的過程，在就業(yè)數(shù)量沒有發(fā)生改變的前提下，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移會提升全社會的勞動(dòng)生產(chǎn)率，這樣的邏輯使得勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移較容易進(jìn)入廠商生產(chǎn)函數(shù)。參考本哈比博（Benhabib）和斯皮格爾（Spiegel）提出的道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定形式[12]，將勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移作為要素投入列入生產(chǎn)函數(shù)：

Ym，t=AtKtα（HtNt）1-α（7）

其中，α為資本產(chǎn)出彈性，且0<α<1；At為技術(shù)進(jìn)步；HtNt被稱作有效勞動(dòng)，是家庭提供的勞動(dòng)Nt和勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移Ht的乘積。該生產(chǎn)函數(shù)表達(dá)式反映了中間產(chǎn)品廠商的生產(chǎn)不僅受技術(shù)進(jìn)步的正向影響，還受到勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的正向沖擊。

資本積累方程采用通用形式表示為：

Kt=（1-δ）Kt-1+It（8）

其中，δ為資本折舊率：It為當(dāng)前投資額。假設(shè)廠商以Rk，t的價(jià)格租借資本Kt，在最小生產(chǎn)成本wtNt+Rk，tKt的約束下選擇投入的資本和勞動(dòng)數(shù)量，wt為實(shí)際工資水平，即wt=Wt/Pt，求解可得以下一階條件：

Nt=Rk，tKtPtWt1-αα（9）

將（9）式帶入生產(chǎn)函數(shù)，可得：

Ym，t=AtKt（HtRk，tPtWt1-αα）1-α（10）

將（9）和（10）式帶入成本函數(shù)，得：

TotalCost=wtNt+Rk，tKt=1α1AtRk，t（HtRk，tPtWt1-αα）11-αYm，t（11）

進(jìn)而得到中間產(chǎn)品的邊際成本函數(shù)：

MCt=1α1AtRk，t（HtRk，tPtWt1-αα）11-α（12）

（3）最終產(chǎn)品廠商。加總產(chǎn)出Yt仍為測度為1的DixitStiglitz連續(xù)統(tǒng)，在完全競爭市場，最終產(chǎn)品由中間產(chǎn)品加總而得：

Yt=∫10（Ym，t）εp/（εp-1）dm（εp-1）/εp（13）

其中，εp為產(chǎn)品的需求彈性，最優(yōu)一階條件為：

Ym，t=Pm，tPt-εpYt（14）

該式為中間廠商的產(chǎn)品的需求曲線，由于最終產(chǎn)品市場為完全競爭，最終廠商獲取零利潤，并由此得到最終產(chǎn)品和中間產(chǎn)品價(jià)格之間的關(guān)系：

Pt=∫10P1-εPm，tdf11-εP（15）

因?yàn)樵趬艛喔偁幨袌鲋?，中間產(chǎn)品價(jià)格Pm，t由中間廠商確定，假設(shè)中間廠商為其產(chǎn)出Ym，t選擇的最優(yōu)價(jià)格水平P*t服從卡沃（Calvo）的隨機(jī)調(diào)整模型[13]，即設(shè)置新價(jià)格水平P*t的概率為ξp，而依據(jù)穩(wěn)態(tài)通貨膨脹率π調(diào)整的概率為1-ξp。可以進(jìn)行價(jià)格調(diào)整的廠商依據(jù)要素需求和產(chǎn)品需求方程，通過最大化當(dāng)期和未來收益確定最優(yōu)價(jià)格水平：

P*t=εpεp-1Et∑∞i=0βiλt+i（1-ξp）i（Pt+iπ-i）1+εpMCt+iYt+iEt∑∞i=0βiλt+i（1-ξp）i（Pt+iπ-i）εpYt+i（16）

其中，βiλt+i為t+i期的貼現(xiàn)值，（1-ξp）i為在接下來的i期不進(jìn)行價(jià)格調(diào)整的概率，且Pt為非線性價(jià)格指數(shù)，表示為：

Pt=[（1-ξp）π1-εpt-1P1-εpt-1+ξp（P*t）1-εp]11-εp（17）

由（16）和（17）兩式可得完全前瞻的凱恩斯主義菲利普斯曲線，該曲線反映了通貨膨脹率如何隨著邊際成本的移動(dòng)偏離其穩(wěn)定狀態(tài)：

π^t=βEtπ^t+1+（1-ξp）（1-ξpβ）ξpmc∧（18）

（4）金融機(jī)構(gòu)。假設(shè)金融機(jī)構(gòu)為完全競爭行業(yè)，吸收家庭存款，然后將存款貸給中間廠商，存款向貸款轉(zhuǎn)化的方式為：

It=κ（Yt/Y）τDt（19）

其中，參數(shù)κ等于穩(wěn)態(tài)下的貸存比，即貸款占存款比重，反映了金融機(jī)構(gòu)將存款轉(zhuǎn)化為貸款的平均水平。（Yt/Y）τ反映了貸款額還要受到經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況的影響。金融機(jī)構(gòu)利潤函數(shù)為：

Πt=（1+Rk，t）πtIt-（1+Rn，t）Dt（20）

均衡時(shí)，金融機(jī)構(gòu)的競爭使其利潤為零，即Πt=0。

（5）經(jīng)濟(jì)總約束。產(chǎn)出由消費(fèi)、投資和政府購買共同構(gòu)成，形成經(jīng)濟(jì)的總體約束。

Yt=Ct+It+Gt（21）

（6）外生沖擊。綜上，在本文建立的基本DSGE模型中，對經(jīng)濟(jì)共有四種外生沖擊，分別是勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移波動(dòng)、技術(shù)進(jìn)步、政府支出和勞動(dòng)力供給，四種沖擊的變化趨勢相同：

lnHt=（1-ψh）lnH+ψhlnHt-1+eht（22）

lnAt=（1-ψa）lnA+ψalnAt-1+eat（23）

lnGt=（1-ψg）lnG+ψglnGt-1+egt（24）

lnLt=（1-ψl）lnL+ψllnLt-1+elt（25）

其中，ψh，ψa，ψg，ψl為自回歸系數(shù)，且界于-1和1之間，反映了沖擊的持續(xù)性；H、A、G和L為變量的穩(wěn)態(tài)值；4個(gè)沖擊過程的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)eht、eat、egt、elt為獨(dú)立同分布變量，服從期望為0、方差為σ2e的正態(tài)分布。

2.模型求解

首先對方程進(jìn)行線性化處理，設(shè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的穩(wěn)態(tài)水平為X，x^t定義為lnXtX，表示Xt的增長率，Xt=Xex^t≈X（1+x^t）。

由（4）～（6）式，可得：

-1σc^t+b（1-1σ）g^t-l^t=1ηn^t-w^t

-1σc^t+b（1-1σ）g^t=-1σc^t+1+b（1-1σ）g^t+1-Eπ^t+1+Rn1+Rnr^n，t

-γm^t=1π-β（-πc^t+βσc^t+1+βπ^t+1）

由（8）式和（23）式，可得：

0=-（C/Y）c^t+y^t-（K/Y）[k^t-（1-δ）k^t-1]-（G/Y）g^t

由（7）式、（9）式和（12）式，可得：

y^t=a^t+αk^t+（1-α）n^t+（1-α）h^t

n^t=r^k，t+k^t-w^t

mct^=r^k，t-a^t+11-α（h^t+r^k，t-w^t）

由（20）式，可得：

0=τy^t+RkRk+1r^k，t+π^t-Rn1+Rnr^n，t

由（22）～（25）式，可得：

a^t=ψaa^t-1+εat

h^t=ψhh^t-1+εht

l^t=ψll^t-1+εlt

g^t=ψgg^t-1+εgt

再加上（18）式之后，就可以對本模型做數(shù)值模擬。

三、參數(shù)校準(zhǔn)

1.數(shù)據(jù)來源及處理

根據(jù)研究需要，本文處理的是1985～2012年度數(shù)據(jù)，來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。為了剔除通貨膨脹的影響，本文利用各年消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將相關(guān)數(shù)據(jù)換算為1985年的不變價(jià)。用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的波動(dòng)作為衡量經(jīng)濟(jì)周期的指標(biāo)。對于勞動(dòng)投入量數(shù)據(jù)，本文利用各年年末的就業(yè)人數(shù)作為各年的勞動(dòng)投入量?？紤]到我國就業(yè)統(tǒng)計(jì)的口徑包括就業(yè)的城鎮(zhèn)人口和全部農(nóng)村勞動(dòng)人口，失業(yè)人數(shù)只包括城鎮(zhèn)失業(yè)人口，這意味著勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移僅是勞動(dòng)力工作地點(diǎn)的變化，而不是就業(yè)人數(shù)的變化。由于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)據(jù)不會與就業(yè)數(shù)據(jù)產(chǎn)生沖突，故本文使用第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的變化衡量勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模，因?yàn)榈谝划a(chǎn)業(yè)從業(yè)人員在全社會就業(yè)結(jié)構(gòu)中的比重越小，說明農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移數(shù)量就越多，這也是真正意思上永久性的由農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移。對于資本存量數(shù)據(jù)，本文使用由戈德斯密斯（Goldsmith）提出的并被廣泛采用的永續(xù)盤存法[14]，基期資本存量的計(jì)算參考趙志耘和楊朝峰的方法[15]，即K0=I0/（ω+δ），其中，ω是樣本期真實(shí)投資的年平均增長率。永續(xù)盤存法的價(jià)格指數(shù)為固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，這被認(rèn)為是較為合適的指標(biāo)，但統(tǒng)計(jì)年鑒自1991年起才開始公布，本文使用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對以前年度數(shù)據(jù)進(jìn)行替代。

2.參數(shù)校準(zhǔn)

模型的參數(shù)需要通過實(shí)際數(shù)據(jù)和現(xiàn)有研究校準(zhǔn)獲得。首先，與家庭相關(guān)的參數(shù)主要有消費(fèi)跨期替代彈性σ、實(shí)際貨幣余額彈性替代彈性γ、勞動(dòng)力供給跨期替代彈性η、主觀貼現(xiàn)率β?，F(xiàn)有研究對消費(fèi)跨期替代彈性的估計(jì)大多是大于1的值，馬軼群和李曉春使用與本文較為相近的數(shù)據(jù)估計(jì)的彈性為1.102[16]，因此，本文的σ仍取值為1.102。參照黃志剛的研究將實(shí)際貨幣余額彈性替代彈性γ校準(zhǔn)為1/3[17]。參考仝冰的研究，將η校準(zhǔn)為1[18]。1985～2012年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平均上升了6.0%，故設(shè)定貼現(xiàn)因子β為0.943，根據(jù)1=β（1+Rn），將Rn校準(zhǔn)為0.060。對于資本折舊率δ，通常假設(shè)每年折舊0.1。參考李松華的研究將金融機(jī)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)狀態(tài)敏感性參數(shù)τ設(shè)定為1.12[19]?？紤]到自2006年以來存貸比穩(wěn)定在66.6%左右，本文校準(zhǔn)貸存比κ為66.6%，由（21）式可得資本實(shí)際收益率Rk=1+Rnκ-1，Rk校準(zhǔn)為0.591。其次，與廠商相關(guān)的參數(shù)主要有產(chǎn)品的需求彈性εp、資本產(chǎn)出彈性α、技術(shù)進(jìn)步和勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的自相關(guān)系數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)差。與羅滕伯格（Rotemberg）和伍德福（Woodford）的研究一致，產(chǎn)品的需求彈性εp取值為6[20]。目前，有較多文獻(xiàn)對資本產(chǎn)出彈性進(jìn)行了估計(jì)，很多研究直接參照已有估計(jì)進(jìn)行校準(zhǔn)，因?yàn)楸疚募尤肓藙趧?dòng)力轉(zhuǎn)移要素，不能直接使用已有估計(jì)，筆者重新進(jìn)行了估算，得到資本彈性α為0.621，勞動(dòng)彈性為0.379。價(jià)格粘性參數(shù)ξp一般在0.5～0.85之間，本文設(shè)置為0.85。技術(shù)進(jìn)步的自相關(guān)系數(shù)ψa及標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.741和4.5%，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的自相關(guān)系數(shù)ψh及標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.983和2.4%。最后，穩(wěn)態(tài)時(shí)社會總產(chǎn)出中居民消費(fèi)占比C/Y是根據(jù)樣本以支出法核算出的均值，為0.429，同時(shí)得出投資占比I/Y和資本占比K/Y，分別為0.401和4.01，進(jìn)而可以得到G/Y為0.17。參考魏巍賢等人的研究，將家庭消費(fèi)與政府購買支出的關(guān)系系數(shù)b設(shè)為0.651，政府購買支出自相關(guān)系數(shù)ψg及標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.4767和4.82%[21]。勞動(dòng)力供給自相關(guān)系數(shù)ψl及標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.898和1.52%。具體校準(zhǔn)參見表1。

四、數(shù)值模擬結(jié)果分析

使用以上校準(zhǔn)的參數(shù)，通過MATLAB軟件的迭代計(jì)算可得技術(shù)進(jìn)步?jīng)_擊、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移沖擊、政府支出沖擊和勞動(dòng)力供給沖擊的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

1.模擬經(jīng)濟(jì)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)特征比較

表2給出了模擬經(jīng)濟(jì)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)相關(guān)變量的標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)，與實(shí)際經(jīng)濟(jì)特征比較可以反映出沖擊對實(shí)際變量的影響。從表2中可看出，模擬經(jīng)濟(jì)解釋了79.1%的實(shí)際產(chǎn)出波動(dòng)，進(jìn)一步說明本文選取的四個(gè)沖擊源能夠解釋中國實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的主要部分。同時(shí)，模擬經(jīng)濟(jì)的資本標(biāo)準(zhǔn)差低于實(shí)際經(jīng)濟(jì)，這與現(xiàn)有研究一致，即模擬經(jīng)濟(jì)資本周期波動(dòng)的解釋力較低，這可能與傳導(dǎo)機(jī)制有關(guān)，有證據(jù)表明，資本積累的跨期替代傳導(dǎo)機(jī)制是較為微弱的[22]。消費(fèi)、就業(yè)和勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移標(biāo)準(zhǔn)差高于實(shí)際經(jīng)濟(jì)，這是在許多文獻(xiàn)中出現(xiàn)的結(jié)果，一般認(rèn)為模型夸大了消費(fèi)等變量的周期波動(dòng)性，對此，魏巍賢等人認(rèn)為在模擬沖擊后的經(jīng)濟(jì)變量時(shí)，為了滿足穩(wěn)態(tài)均值為零的假定，就會造成模擬經(jīng)濟(jì)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量特征的差異，但通過比較兩者特征的差異，在一定程度上可以反映出沖擊對經(jīng)濟(jì)變量的影響[23]。因此，相比實(shí)際經(jīng)濟(jì)，模擬經(jīng)濟(jì)的外生沖擊放大了消費(fèi)、就業(yè)和勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移波動(dòng)，抹平了資本波動(dòng)。本文使用各變量與產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)反映模擬的周期波動(dòng)效果，可以發(fā)現(xiàn)模擬經(jīng)濟(jì)相關(guān)系數(shù)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)相比，在周期波動(dòng)的方向上完全相符，即實(shí)際經(jīng)濟(jì)中的消費(fèi)、資本和勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移波動(dòng)均為較強(qiáng)的順周期性，就業(yè)顯示為較弱的逆周期性，模擬經(jīng)濟(jì)也呈現(xiàn)出同樣的周期性，說明模型的模擬效果較好。

2.脈沖響應(yīng)函數(shù)模擬結(jié)果分析

（1）勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對宏觀經(jīng)濟(jì)變量的動(dòng)態(tài)沖擊。圖2顯示，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移沖擊是持續(xù)下降的過程，并在考察期內(nèi)為正，從影響程度看，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移要弱于技術(shù)進(jìn)步，但是勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對各變量的影響具有長期性，這體現(xiàn)了在發(fā)展中國家勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的重要性。

圖2勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對各變量的動(dòng)態(tài)沖擊

首先，看產(chǎn)出對勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)過程。面對勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的正向沖擊，產(chǎn)出在期初就實(shí)現(xiàn)最大值，然后呈現(xiàn)較為平穩(wěn)的下降過程，持續(xù)到考察期結(jié)束。

其次，消費(fèi)對勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移沖擊的響應(yīng)是先升后降，總體為正。這是因?yàn)閯趧?dòng)力轉(zhuǎn)移增加產(chǎn)出，更加豐富的產(chǎn)品提高了家庭消費(fèi)效用，使得消費(fèi)水平上升。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移沖擊對投資的影響是正向的，是持續(xù)下降的過程，在前期下降明顯，中后期無響應(yīng)。對此的解釋是，在規(guī)模收益不變的生產(chǎn)函數(shù)下，產(chǎn)出的增加要求勞動(dòng)和資本要素的投入同時(shí)增加。資本存量對勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移沖擊的響應(yīng)先升后降，但總體為正，這反映了投資的增加帶動(dòng)資本存量的上升。