呂風勇

一、引言

改革開放后,中國經濟高速增長,1978—2014年平均增速超過9.8%,特別是2000年以來,中國城鎮(zhèn)化進入了一個加速發(fā)展階段,同時對外貿易也呈現(xiàn)井噴式增長,進一步帶動了產出水平的提高。與此同時,中國最終消費占國內生產總值的比重開始降低,而資本形成、貨物和服務貿易凈出口占國內生產總值的比重開始上升。其中,資本形成占國內生產總值的比重在2011年達到48.3%的峰值,而貨物和服務貿易凈出口在2007年達到8.8%的峰值。事實上,2000—2014年,中國全社會固定資產投資平均增速達到21.8%,而社會消費品零售總額平均增速只有14.4%,增長速度的顯著差異致使投資消費結構發(fā)生了巨大改變。需求結構的變動,特別是資本的迅速積累,有助于擴大內部需求,對于提高產出水平具有重要的意義。

中國資本迅速積累的動力何在?學術界對這一問題給予了足夠的關注和研究。張軍 (2002)[1]認為中國的過度工業(yè)化是導致資本形成加快和資本—產出比率上升的根本原因,并指出過度依靠投入的增長缺乏全要素生產率的相應改善,從而資本的過快積累具有不可持續(xù)性。中國社會科學院經濟增長前沿課題組(2003)[2]指出中國經濟發(fā)展過程中存在著低價工業(yè)化和高價城市化,即農民工等要素成本低廉,而房地產等城市化成本高,從而這種結構調整的累積效應也帶來了資本的快速形成。王小魯和樊綱 (2000)[3]則認為結構性變革和技術改革是推動經濟增長的重要因素,而資本形成正是推動經濟結構性變革的重要源泉。這些研究從不同的角度指出,以工業(yè)化特別是重工業(yè)化為特征的經濟結構轉變是中國資本積累率上升的主要影響因素。

促使中國工業(yè)化特別是2000年以來重工業(yè)化進程迅速推進的因素又是什么?黃曉玲 (2002)[4]論述了對外貿易對一國資本積累的重要意義,指出對外貿易的作用不僅僅局限于通過出口貨物換取進口資本品,而且出口部門的發(fā)展還會創(chuàng)造出新的國內需求,進一步帶動國內投資,出口本身就具有促進國內要素形成的作用。熊曉琳 (2008)[5]也指出一國工業(yè)化的興起與對外貿易的發(fā)展壯大有著內在的因果關系,并運用中國的數據對之進行了實證分析,結果表明中國的工業(yè)化進程與對外貿易等解釋變量存在長期穩(wěn)定的因果關系。除了對外貿易對一國的工業(yè)化進程有顯著的影響外,城市化通過擴大需求也會對一國工業(yè)化進程產生重要影響。黃群慧 (2006)[6]指出城市化與工業(yè)化存在一種動態(tài)演進關系,在工業(yè)化和城市化初期,工業(yè)化影響和推動城市化是重要特征,而在中后期,城市化進程會逐漸加快,追趕上乃至超過工業(yè)化進程的速度。他繼而比較了1952—2005年中國工業(yè)化率和城市化率的變動情況,證明 “九五”和 “十五”期間城市化率與工業(yè)化率的差距明顯縮小。城市化進程的加速不僅縮小了其與工業(yè)化進程的差距,而且也推動了房地產和汽車等耐用品行業(yè)的發(fā)展,進一步帶動了工業(yè)化特別是重工業(yè)化的發(fā)展。中國的發(fā)展事實似乎印證了以上研究文獻有關城鎮(zhèn)化及對外貿易與資本積累及經濟增長存在密切關系的論斷。

然而,消費結構的改變與對外貿易出口對于資本積累的意義并不相同,以上研究文獻的結論有助于解釋資本積累的增加,但對于資本形成比重上升的解釋能力仍顯不足。汪同三和蔡躍洲 (2006)[7]驗證了城鎮(zhèn)居民收入水平的提高將導致投資結構出現(xiàn)重工業(yè)投資比重加大的傾向。這是因為居民收入的提高將使之更加偏好耐用品消費,耐用品消費的相對增加不僅會帶動上游產業(yè) (通常是重工業(yè))資本積累的絕對增加,而且由于重工業(yè)屬于資本密集型產業(yè),資本積累相對于勞動力供給也是增加的,從而將提高資本形成的比重而降低消費的比重。對外貿易如果存在較大的順差,那么通常只會降低國內消費占GDP的比重,并不必然推動資本形成比重的上升,只有出口產品主要是重工業(yè)產品時,才會促進資本形成比重的上升。雖然譚本艷 (2008)[8]論證了出口貿易增長對中國資本形成總額有積極促進作用,但并沒有直接證明出口貿易對資本形成占GDP比重有什么樣的明確影響。事實上,當一個經濟體面臨消費偏好和對外出口等需求的沖擊時,即使這些沖擊對產出的最終影響可能是一致的,其作用機制仍將有重大區(qū)別。

為了更深刻地理解消費偏好變化對資本積累所產生的效應,以及由此對產出帶來的影響,筆者嘗試在一個DSGE模型的框架下對偏好沖擊與資本積累及產出波動之間的關系進行深入的研究,并在此基礎上利用中國的相關數據展開實證分析。文章的結構安排如下:第二部分構建一個包含耐用品和非耐用品兩個生產部門的DSGE模型;第三部分是參數校準和貝葉斯估計;第四部分模擬分析消費偏好沖擊對資本積累和產出的影響情況;第五部分是實證分析;第六部分是結論。

二、理論模型

我們在動態(tài)隨機一般均衡模型框架下,在Sidrauski(1967)[9]所提出的貨幣效用模型 (Money in the Utility Function,MIU)的基礎上,討論需求偏好變化對資本積累繼而對產出波動產生的影響。新構建的模型對于MIU模型的修正之處主要表現(xiàn)在兩個方面:一是將MIU模型中的家庭、廠商和政府三部門的假設調整為包含家庭、廠商和對外貿易部門的三部門假設,并相應調整了中央銀行的貨幣投放渠道,即由彌補政府赤字進行貨幣投放調整為購買由貿易順差帶來的外匯儲備而進行貨幣投放;二是將MIU模型中的單一生產部門擴展到包含耐用品和非耐用品兩個生產部門,以研究消費者對耐用品和非耐用品偏好的改變導致的需求結構的變化,進而研究這種需求結構的變化對資本積累和產出的影響。

（一）基本模型

1.生產部門。

假定生產部門是由完全競爭廠商組成。耐用品和非耐用品生產廠商的技術都具有道格拉斯生產函數形式。如果用n下標表示生產非耐用品的部門,用d下標表示生產耐用品的部門,j∈(n,d),則代表性廠商的生產函數為

式 (1)中,αj是資本和勞動的替代彈性,并有αn＜αd。技術Aj,t會受到隨機沖擊,并且沖擊遵從AR(1)的形式,即有:

其中,qj∈ (-1,1)為自回歸系數,εj,t是均值為零、方差為σj的i.i.d過程。在完全競爭條件下,資本和勞動可以在兩部門間自由流動,代表性企業(yè)產出被資本和勞動分配凈盡,即最大化利潤為零,故有:

其中,rj,t、wj,t分別是j部門資本邊際產出和勞動邊際產出,kj,t是j部門代表性廠商的資本存量,lj,t是代表性家庭在j部門的勞動時間。

2.家庭部門。

經濟體有大量相同的無限期界的家庭,每一期它們都以價格Pd,t購買yd,t單位的耐用品,以價格Pn,t購買cn,t單位的非耐用品。家庭耐用品的動態(tài)積累方程為:

式 (5)中,ω是耐用品的折舊率。式 (5)也構成對家庭消費行為的一個約束條件。

代表性家庭成員在每一時期具有1單位勞動,但在勞動力需求約束下只能供給lt＜1單位的勞動,并且勞動力在兩部門間可以自由流動。我們假定代表性家庭消費在相應的預算約束下最大化其跨期效用函數:

式(7)中,qφ∈(-1,1)為自回歸系數,為常數,εφ,t是均值為零、方差為σφ的i.i.d的過程。

家庭面臨的預算約束為:

式 (8)中,δn、δd分別是非耐用品與耐用品生產部門資本存量的折舊率。

家庭在預算約束下效用最大化的一階條件為:

3.中央銀行。

中央銀行主要通過購買外匯來投放基礎貨幣,并通過提高金融機構存款準備金率等方式對貨幣乘數進行調節(jié),以沖銷部分購買外匯投放的過多貨幣。假定貿易順差是外匯的主要來源,從而中央銀行可以根據貿易順差的規(guī)模來投放基礎貨幣。因此,中央銀行的貨幣投放規(guī)則為:

式 (15)中,et表示實際貿易順差。中央銀行通過購買貿易順差形成的外匯來發(fā)行基礎貨幣。由于貿易順差在特定時期主要取決于本國和他國的經濟增長,如果某國經濟受到沖擊,則貿易順差也會產生波動,貿易順差會面臨一定的隨機沖擊。因此,et是一個隨機變量,服從隨機過程:

4.均衡條件。

非耐用品的市場均衡條件為:

式 (18)中,in,t表示第t期的非耐用品部門投資,id,t表示第t期的耐用品部門投資,且有in,t=kn,t+1-kn,t,id,t=kd,t+1-kd,t。

（二）非線性動態(tài)方程系統(tǒng)與對數線性化

上述模型包括 {kn,t,kd,t,ln,t,ld,t,rn,t,rd,t,wn,t,wd,t,cn,t,cd,t,yn,t,yd,t,Pd,t/Pn,t,Mt/Pn,t,Xt}等15個內生變量和 {φt,An,t,Ad,t,et}等4個外生隨機變量,是一個由19個非線性方程構成的動態(tài)系統(tǒng)。在穩(wěn)態(tài)值的基礎上,對19個非線性方程在變量穩(wěn)態(tài)值附近對數線性化,可以得到有關19個變量波動的動態(tài)線性理性預期方程系統(tǒng)。然后,我們根據Uhlig(1999)[10]的方法對線性方程動態(tài)系統(tǒng)進行數值模擬和參數校準。

三、參數校準與貝葉斯估計

為了求解上述非線性方程系統(tǒng),需要對參數進行校準或估計。我們擬對出現(xiàn)在變量穩(wěn)態(tài)方程組中的結構參數進行校準,而對出現(xiàn)在動態(tài)方程組中與外生變量相關的參數進行貝葉斯估計。

（一）參數校準

我們利用 《中國統(tǒng)計年鑒》中2010年的投入產出表,測算房地產業(yè)和建筑業(yè)的資本收入和勞動收入,并按照中間產品直接消耗比例,測算相關行業(yè)的資本收入和勞動收入,在此基礎上推算它們的平均資本份額和勞動份額,以之代表耐用品生產部門的資本份額和勞動份額,得到αd=0.40,1-αd=0.60。以同樣方法可以測算其余部門的資本份額和勞動份額,并以之代表非耐用品生產部門的資本份額和勞動份額,得到αn=0.35,1-αn=0.65。對于折現(xiàn)因子β,一般取值約等于利率穩(wěn)態(tài)值的倒數,國內外文獻大多取值在0.96至0.99之間,我們根據2000年以來一年期定期金融機構利率計算其平均值,為1.0305,以之作為利率穩(wěn)態(tài)值,經季節(jié)折算后得到貼現(xiàn)因子β為0.99。按照大多數文獻的做法 (如 Ireland,2000[11];黃頤琳,2005[12]),我們設定耐用品生產部門和非耐用品生產部門的物質資本季度折舊率δn、δd都為2.5%。類似地,我們設定耐用品本身的季度折舊率ω也為2.5%。參照李松華 (2012)[13]并進行換算,這里將消費的跨期替代彈性設定為2.5,且消費非耐用品和耐用品的跨期替代彈性相同,即有ψ=η=2.5。參照Chen等 (2012)[14]將勞動供給彈性設定為3.5,且非耐用品生產勞動和耐用品生產勞動的供給彈性也相同,即有μ=v=3.5。參照 Zhang(2009)[15]和黃志剛 (2011)[16],將貨幣需求彈性τ設定為3。

（二）參數的貝葉斯估計

這一部分對隨機變量的自回歸參數qn、qd、qφ和qe進行貝葉斯估計,估計所用到的參數分別為:非耐用品實際產出yn,t、非耐用品實際消費cn,t及以M0衡量的貨幣供給量Mt。估計選用的數據為中國的季度數據,時期為2000年第一季度至2014年第四季度,共60個樣本。為了更好地衡量變量之間波動的狀況,首先對以上三個序列進行如下處理:首先對非耐用品產出yn,t、非耐用品消費cn,t和Mt序列進行季節(jié)調整,其次對它們分別進行對數化,最后采用H-P濾波對經對數化后的數據進行去趨勢處理。各數據序列來源為國家統(tǒng)計局網站和中國人民銀行網站,并經過必要的計算和處理。耐用品生產部門技術沖擊系數、非耐用品生產部門技術沖擊系數、耐用品消費偏好沖擊系數和貨幣供給沖擊系數均介于0～1之間,這些參數的先驗分布均設定為Beta分布。表1描述了待估計參數的先驗分布類型和估計結果。圖1進一步直觀比較了待估計參數的先驗分布和后驗分布的形態(tài)。

表1 部分參數貝葉斯估計結果

圖1 貝葉斯估計的先驗分布和后驗分布

四、模擬結果

我們將經校準和貝葉斯估計后的參數代入模型進行模擬,分析耐用品偏好系數φ受到外部沖擊時,消費偏好改變對資本積累和產出所帶來的動態(tài)影響。模擬的結果發(fā)現(xiàn),耐用品消費偏好的正向沖擊將顯著促進資本積累的增加和總產出的增長。圖2描述了家庭對耐用品偏好系數暫時改變對資本積累和產出的沖擊情況。

當家庭或者由于收入提高消費結構發(fā)生了改變,或者由于房地產價格上漲帶來的刺激作用,家庭對耐用品的偏好都會提高,這反映到模型中,就是φ值會有所增大。我們假設這種改變是暫時的,即φ遵從lnφt=(1-qφ)lnˉφ+qφlnφt-1+εφ,t的變化形式,觀察它的變化對資本積累、消費乃至產出帶來的影響。當耐用品偏好系數一個單位的沖擊發(fā)生時,耐用品生產部門資本存量開始攀升,并在沖擊發(fā)生的第二期達到峰值。非耐用品部門的資本存量在發(fā)生的當期 就開始下降,此后逐期上升。相反,非耐用品生產部門的資本存量在沖擊發(fā)生的當期就達到最低值,隨后開始迅速反彈。隨著家庭對耐用品偏好的增加,家庭對耐用品的消費在沖擊的第二期從原均衡值迅速提高并達到峰值,而家庭對非耐用品的消費則在沖擊發(fā)生的第一期就立即下降至最低值,此后開始回升。由于耐用品消費將在第二期增加,耐用品部門需要有更多的資本積累,而根據我們模型的設定,這些資本積累又必須由非耐用品生產部門來提供,于是當期非耐用品的生產開始上升,并在第二期達到峰值。不過,由于經濟調整需要一定的時間,在沖擊發(fā)生的當期,耐用品生產部門的資本積累主要是通過減少當期非耐用品消費和非耐用品投資來完成的,而來自新生產的非耐用品只占較少部分。隨著家庭對非耐用品偏好的增加和非耐用品生產部門資本存量的增加,非耐用品的生產也在沖擊發(fā)生的當期達到峰值,此后第二期又迅速下降至谷底,繼而緩慢回升,至第13期后才又變?yōu)檎?但數值較小。由于沖擊發(fā)生的當期,耐用品和非耐用品的生產都出現(xiàn)增長,所以經濟總產出也是增長的,即使在第二期,雖然耐用品的生產出現(xiàn)下降,但是非耐用品的生產卻出現(xiàn)更大幅度上升,從而總產出仍是增長的。綜合考察沖擊發(fā)生的當期及以后各期,家庭耐用品消費偏好的增加對總產出的沖擊總體是正向的,即家庭對耐用品消費偏好的增加會促進總產出的提升。這一情形的出現(xiàn),主要源于模型中耐用品生產部門資本勞動替代彈性更大的假設,即相對非耐用品而言,單位耐用品生產需要更多的資本積累,從而對非耐用品的投資需求大幅增加,推動了非耐用品生產乃至總產出的增長。

圖2 耐用品消費偏好正向沖擊的脈沖反應

模擬的結果還顯示,與耐用品消費偏好沖擊的影響相比,外部需求沖擊和技術沖擊對資本積累的促進作用并不明顯,甚至是負向的。事實上,當外需沖擊發(fā)生時,耐用品生產增加的幅度要明顯高于非耐用品生產下降的幅度,總產出仍然會有所增加,但兩部門的資本積累總體來看卻下降了,這是由于更多的貨幣投放降低了居民持有的貨幣實際余額,從而導致更多的勞動力替代了資本。而當生產技術面臨一個單位的正向沖擊時,無論這種沖擊來自耐用品部門還是非耐用品部門,耐用品部門生產和非耐用品部門生產都會增加,而且增加幅度也都遠大于一個單位偏好沖擊或者一個單位外需沖擊所帶來的影響。但是,兩類技術沖擊下資本積累總體來說并沒有出現(xiàn)顯著增加,非耐用品生產部門的技術沖擊甚至還最終導致了資本積累的減少,這是由于技術層面的變化傾向于節(jié)約資本和勞動等生產要素的投入,而不是促進生產要素的投入。

因此,消費偏好的改變,特別是耐用品偏好的增加,對于促進資本積累具有更重要的作用,而資本積累會有效地帶動投資需求,并最終推動產出水平的提高。外部需求和技術層面的正向沖擊也會提高產出水平,但是對于資本積累的影響大都是負面的。這些模擬結果表明,2000年以來中國資本積累規(guī)模及其所占GDP比重的增加,主要是消費偏好改變導致的需求結構變化帶來的,并通過提升總需求進一步推動了經濟產出的增加。但是,由于我們的模型并沒有對外部需求的結構做出假設,從而不能模擬這種結構變化可能對資本積累繼而對產出產生的影響。不過,我們可以預期,如果外部需求也發(fā)生了結構性的變化,比如海外市場對中國生產的耐用品 (資本密集型產品)的需求增加,這類產品的出口規(guī)模將快速增長,對中國資本積累和產出的影響也將與國內耐用品偏好的變化所產生的影響基本相同。

五、實證分析

（一）模型構建與變量說明

為了驗證上述模型的相關研究結論,我們擬通過建立計量模型來實證地分析偏好沖擊對中國資本積累及產出波動的影響情況。用于實證分析的基本計量模型采取如下形式:

計量模型的各個變量都采用對數形式。其中,C是常數,lnYt代表產出,lnAt代表技術,lnNexpt代表外需,lnRinvestt代表耐用品投資,lnCapformt代表資本積累,lnAt*lnCapformt、 lnNexpt*lnCapformt、 ln-Rinvestt*lnCapformt分別代表技術因素與資本積累交叉相乘項、外需與資本積累的交叉相乘項、耐用品投資與資本積累的交叉相乘項,其系數分別衡量技術沖擊、外需沖擊和耐用品偏好沖擊通過資本積累對產出所產生的影響情況。

各變量的具體含義和取值過程如下:

1.產出。

產出由中國國內生產總值來衡量,樣本時期為1979—2014年,并且采用國內生產總值平減指數將歷年國內生產總值調整為以2000年不變價格表示的實際值。國內生產總值數據來自于國家統(tǒng)計局網站。

2.技術因素。

我們以全要素生產率的變化來代表回歸模型中的技術沖擊。歷年全要素生產率的計算我們借鑒趙志耘和楊朝峰 (2011)[17]的算法。由于該文中的數據時期跨度為1979—2009年,我們將時期跨度進一步延長為1979—2014年,并按照該文中的方法確定基期資本存量、投資流量指標、價格指數指標和折舊率,通過永續(xù)盤存法估算出1979—2014年的資本存量,并將前后兩年的就業(yè)人員數進行算術平均獲得年中的就業(yè)數,然后采用索洛殘值法確定全要素生產率。估算過程中規(guī)模收益不變的C-D生產函數包含時間趨勢。對數形式的全要素生產率表示如下:

式 (20)中,At表示全要素生產率,Yt表示產出,Kt表示資本存量,Lt表示就業(yè)量,α表示勞動平均份額,λ表示時間趨勢的系數。通過OLS方法對式 (20)估計后,得到α的估計值為0.70449,λ的估計值為0.006,將歷年以2000年不變價格衡量的產出、資本存量、就業(yè)人員數實際值代入估計后的回歸方程,就可以計算出歷年的對數形式的全要素生產率lnAt,并以1986—2014年期間的序列來描述回歸模型中的技術沖擊項。用于全要素生產率測算的相關數據均來自國家統(tǒng)計局網站或 《中國國內生產總值核算歷史資料 (1952—2004)》。

3.外需因素。

我們以貨物出口總額的變化來表示外需變動的情況,并將出口總額通過國內生產總值平減指數調整為2000年基期價格表示的實際值,同時,對不變價格表示的出口總額進行對數線性化,并以如此處理后的序列作為模型回歸的變量序列。同時,我們還以經過同樣方法處理過的加工貿易出口額作為外需因素的代理變量替換貨物出口額進入回歸模型 (19),考察加工貿易出口額與出口總額對資本積累和產出所產生影響的不同。出口總額數據來自于國家統(tǒng)計局網站,加工貿易出口額1986—2008年的數據來自于 《中國統(tǒng)計年鑒 (2009)》,2009—2014年的數據來自于中經網統(tǒng)計數據庫 (http://db.cei.gov.cn)。加工貿易出口額由來料加工裝配貿易出口額和進料加工貿易出口額加總而來。

4.耐用品投資。

居民的耐用品消費包含住宅、汽車和家用電器等多種項目,由于大多數消費項目難以從總量角度來精確地衡量,我們僅以房地產投資為代表來描述消費者偏好的變化,考察這種變化對資本積累和產出的影響。房地產投資采用國家統(tǒng)計局公布的房地產開發(fā)企業(yè)投資完成額數據,時期跨度為1986—2014年數據,并經固定資產投資價格指數對之進行換算,將其調整為以2000年為基期的不變價格表示的實際值,并以對其進行對數化后的序列作為模型回歸的變量序列。由于固定資產價格指數只有1990—2014年的數據,我們根據1990—2014年間的資本形成額平減指數與固定資產價格指數的相關系數來推算1986—1989年的固定資產價格指數,其中資本形成額平減指數的計算見上文全要素生產率的測算過程。

5.資本積累。

我們以資本形成額作為資本積累的代理變量。計算以2000年價格為基期的不變價格表示的資本形成額時,同樣采用上文計算全要素生產率時所得到的資本形成額平減指數作為折算因子。不變價格表示的資本形成額也需要取對數,并以和各變量交叉相乘的形式進入回歸模型 (19)。資本形成額數據也來自于國家統(tǒng)計局網站。

（二）模型回歸結果

在對模型 (19)進行了初次OLS回歸后,通過觀察殘差的偏自相關系數發(fā)現(xiàn),無論是使用出口總額還是加工貿易出口額進入交叉相乘項lnNexpt*lnCapform,回歸方程的殘差都存在一階自相關和二階自相關,因此,需要對模型變量進行一階廣義差分調整和二階廣義差分調整,然后再進行回歸分析。經過一階廣義差分和二階廣義差分調整后,模型的最終回歸結果見表2。表2中列出了兩個模型的回歸結果,其中模型1中的lnNexpt*lnCapformt為出口總額與資本形成額的對數交叉相乘項,模型2中的lnNexpt*lnCapformt為加工貿易出口額與資本形成額的對數交叉相乘項。

表2 產出對相關變量的回歸結果

模型1的回歸結果表明,全要素生產率、出口總額與資本形成的交叉相乘項系數估計值都不顯著,而房地產投資與資本形成額的交叉相乘項的系數估計值卻在5%的統(tǒng)計水平上顯著,系數估計值為0.025315,說明房地產投資能夠有效通過促進資本形成額帶動產出的增長。這一結論與前文DSGE模型模擬的結果一致,即耐用品偏好的增強會帶動房地產等資本密集型部門的投資,從而會帶動產出的增長。

模型2的回歸結果則表明,當用加工貿易出口額來代替出口總額進入模型中時,全要素生產率與資本形成額的交叉相乘項系數估計值依然不顯著,但房地產投資、加工貿易出口與資本形成額的交叉相乘項系數估計值都在1%的統(tǒng)計水平上顯著,估計值分別為0.024534和0.025512。實證分析驗證了房地產投資對資本積累具有明顯的促進作用這一結論,同時實證分析也表明對外貿易總體對資本積累的影響是不確定的,只有其中的加工貿易出口才對資本形成占產出比重及產出水平有顯著的提升作用。

雖然這里的計量模型只分析了各變量間的當期關系,不如DSGE模型那樣能夠揭示變量間相互影響的各期變化軌跡,但是模型1和模型2都驗證了DSGE數值模擬的基本結論,即資本密集型的耐用品部門投資的增加或減少,會通過影響資本形成額而對產出水平產生深刻的影響。

六、結論

筆者在一個動態(tài)隨機一般均衡模型 (DSGE)的框架下,應用數值模擬的方法,研究了消費偏好沖擊對資本積累和勞動力供給所產生的不同影響,以及由此導致的產出波動情況,并利用中國1979—2014年的數據對資本積累變化產生的影響進行了實證分析。研究發(fā)現(xiàn),家庭耐用品偏好的增強,會導致總的資本積累的迅速增加,從而成為推動總產出增長的重要需求因素。這一結論對于理解中國過去十余年來經濟運行的現(xiàn)實狀況具有重要的啟示作用。2000年以來,正是中國居民對房地產等耐用品偏好的增強,直接導致了全國固定資產投資的迅速增長和資本積累的加快,推動了經濟的高速增長。不過,當前這些沖擊已經或正在消失,并帶來部分行業(yè)產能的嚴重過剩,誘致經濟增速不斷趨降,表明需求因素的變化對產出的影響是短暫而且多變的,從而啟示我們應借重但不能過度依賴需求拉動經濟的作用。

本文的主要創(chuàng)新之處是在動態(tài)隨機一般均衡的框架下分析了消費偏好沖擊發(fā)生時資本積累和產出調整的動態(tài)機制,并且通過計量模型進一步驗證了模型的相關結論。因為文中DSGE模型包含了消費偏好的結構變化,所以能夠較好地模擬身處經濟結構不斷變遷中的中國經濟發(fā)展的事實。但是,由于DSGE模型構造的復雜性和一般均衡的假設,文中模型對外需的結構變化和中國資源非充分就業(yè)等特征并沒有做出特定假設,從而對外需結構變化影響資本積累的機制的揭示并不是非常有力的。在資源非充分就業(yè)假設基礎上,考慮外需的結構變化,對上述DSGE模型予以改進或者重新進行構建,將是一個在一般均衡的情形下研究中國資本積累和產出波動的新的課題。