祝梓翔 鄧翔 萬春林

[摘要]本文通過考察中國年度和季度宏觀數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)1992年后居民消費和投資呈負(fù)相關(guān)，這個特征典型而特殊。簡單RBC模型能擬合出這個特征，偏好沖擊是主要因素，它解釋了消費的絕大部分波動。該結(jié)論在不同效用函數(shù)下依然成立。粘性價格機(jī)制不會有助于形成負(fù)相關(guān)。偏好沖擊的本質(zhì)是投資楔子和不確定性沖擊?；诖耍疚囊胝M的外部性，結(jié)果表明公共品消費顯著提高了模型擬合力。

[關(guān)鍵詞]偏好沖擊 真實經(jīng)濟(jì)周期 負(fù)相關(guān)

[中圖分類號]F840 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1008-0694（2018）02-0023-20

一、引言

中國的經(jīng)濟(jì)波動特征究竟是怎樣的？國內(nèi)已有大量相關(guān)研究，典型方式是觀察波動的二階距，然后構(gòu)建RBC模型進(jìn)行擬合。這似乎意味著該問題的研究方式?jīng)]有太多爭議，研究空間不大。盡管如此，研究結(jié)論分歧仍存在，例如：有學(xué)者發(fā)現(xiàn)消費波動大于產(chǎn)出波動，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)消費波動小于產(chǎn)出波動。造成分歧的原因有多種，如濾波方式、價格剔除方式、對消費的定義（居民消費或總消費）、時間區(qū)間等，但總體上價格剔除方式是主要原因。表1列出了本文計算的1978～2015年中國年度經(jīng)濟(jì)波動特征，其中，6表示波動率，Y表示產(chǎn)出，PC （Private Consump-tion）表示居民消費，GCF（Gross CapitalFormation）表示資本形成總額，GFCF（Gross Fixed Capital Formation）表示固定資本形成總額，corr表示同期相關(guān)系數(shù)，分別采用GDP平減指數(shù)和CPI兩種價格指數(shù)剔除價格因素，①數(shù)據(jù)來源為中經(jīng)網(wǎng)年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。如表1所示，在不同時期和濾波方式下，采用CPI剔除價格的實際居民消費相對波動率σ_pc/σ_Y明顯小于采用平減指數(shù)的情況，并且采用CPI剔除價格的產(chǎn)出波動σ_Y明顯大于平減指數(shù)的情況。

另一個被大多數(shù)研究遺漏的特征是居民消費和資本形成總額的相關(guān)性，通常文獻(xiàn)更關(guān)注“產(chǎn)出一消費”和“產(chǎn)出一投資”的同期相關(guān)系數(shù)，并不會把消費和投資的相關(guān)系數(shù)作為典型特征。已有看法是消費和投資均具有強(qiáng)順周期性，②實際上默認(rèn)了消費和投資應(yīng)具有正相關(guān)性。然而，我們發(fā)現(xiàn)1992年后居民消費和投資呈現(xiàn)弱相關(guān)乃至負(fù)相關(guān)性。如表1所示，當(dāng)采用平減指數(shù)時，1978～2015年，居民消費和產(chǎn)出的同期相關(guān)系數(shù)corr（Y，PC）分別為0.35和0.42，居民消費具有順周期性，居民消費和投資的相關(guān)系數(shù)corr（PC，GCF）、corr（PC，GFCF）都小于0.1，并沒有出現(xiàn)負(fù)相關(guān)。但當(dāng)我們把觀測區(qū)間轉(zhuǎn)移到1992～2015年時，居民消費的順周期性大幅減弱，同時居民消費和投資變?yōu)轱@著負(fù)相關(guān)，即投資的增加伴隨消費的減少，這種負(fù)相關(guān)在HP濾波下甚至更大。當(dāng)采用CPI時，1978～2015年居民消費和投資呈強(qiáng)順周期性，并且居民消費和投資的相關(guān)系數(shù)都大于0.5，但觀測區(qū)間為1992～2015年時，居民消費的順周期性顯著下降，同時居民消費和投資接近或轉(zhuǎn)為弱相關(guān)。即1992年后的中國經(jīng)濟(jì)波動特征和1992年前有較大不同，除了居民消費的周期性大幅下降外，各變量的波動率也有顯著下降。

采用不同價格指數(shù)會產(chǎn)生差別較大的經(jīng)濟(jì)波動特征，那么我們應(yīng)該選取哪種價格指數(shù)呢？雖然CPI是反映中國物價水平和央行制定貨幣政策的主要參考依據(jù)，但從定義看，CPI只反映了部分消費品價格的變化，并非總體物價，如沒有包括房地產(chǎn)、醫(yī)療、教育、工資率等價格水平的變化。首先，年度定基（1992=1）平減指數(shù)和CPI表現(xiàn)出明顯差異，特別是在1992年后，這種差異愈發(fā)明顯。其次，由CPI計算得到的實際GDP增長率和國家統(tǒng)計局公布的當(dāng)季實際GDP增長率差異較大，而我們傾向于支持國家統(tǒng)計局公布的當(dāng)季實際GDP數(shù)據(jù)。其三，由于統(tǒng)計誤差和數(shù)據(jù)質(zhì)量，Nakamura等（2016）發(fā)現(xiàn)中國官方公布的CPI低估了實際CPI的波動率。另一方面，一些學(xué)者對不同變量采用不同的價格指數(shù)，例如：用CPI處理消費、PPI處理投資、平減指數(shù)處理產(chǎn)出。本文不支持這種做法，考慮一個簡單的資源約束Y=C+I，產(chǎn)出Y、消費C、投資I都采用名義變量，如果每個變量都按不同價格指數(shù)剔除價格，當(dāng)CPI、PPI、平減指數(shù)差異太大時，實際資源約束就不成立。綜上所述，本文采用GDP平減指數(shù)作為價格指標(biāo)。

二、從年度數(shù)據(jù)到季度數(shù)據(jù)

1.數(shù)據(jù)問題

針對中國經(jīng)濟(jì)波動的二階矩特征，國內(nèi)已有大量文獻(xiàn)對此做了研究，這些文獻(xiàn)基于RBC模型，加入不同機(jī)制提高模型的擬合能力。早期的文獻(xiàn)常采用校準(zhǔn)的方式確定參數(shù)值，近十年國內(nèi)已有大量文獻(xiàn)應(yīng)用貝葉斯方法估計DSGE模型參數(shù)。估計結(jié)果依賴先驗設(shè)計、似然函數(shù)和觀測數(shù)據(jù)，其中觀測數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局、CEIC、萬德和中經(jīng)網(wǎng)等。雖然這些文獻(xiàn)使用的觀測數(shù)據(jù)種類和持續(xù)時期有差別，但共同點顯而易見：大部分文獻(xiàn)使用季度數(shù)據(jù)，即使用CPI衡量總體物價水平，使用社會消費品零售總額衡量居民消費，使用固定資產(chǎn)投資（Fixed Asset Investment）衡量投資;少量文獻(xiàn)使用年度數(shù)據(jù)估計模型。

總體上，除上文提及的CPI外，采用這些數(shù)據(jù)都存在一些問題。首先，除經(jīng)濟(jì)周期核算外，國際上較少使用年度數(shù)據(jù)估計DSGE模型，因為作為低頻數(shù)據(jù)，它遺漏了部分周期波動信息，而DSGE模型本質(zhì)是對短期經(jīng)濟(jì)波動的刻畫，研究的是偏離平衡增長路徑的變化。其次，由于國家統(tǒng)計局只有年度居民消費，一些文獻(xiàn)采用季度社會消費品零售總額，雖然該指標(biāo)一定程度上體現(xiàn)了居民消費，但根據(jù)國家統(tǒng)計局的定義，它還包含公共消費，如政府和機(jī)關(guān)事業(yè)團(tuán)體消費。第三，固定資產(chǎn)投資同樣不是投資的最佳觀測變量，因為它包含了土地價格和二手實物資本再交易，因而會高估實際投資形成。更為合適的觀測數(shù)據(jù)是固定資本形成總額（Gross FixedCapital Formation），這也是年度國民經(jīng)濟(jì)核算中關(guān)于投資的數(shù)據(jù)，但國家統(tǒng)計局同樣沒有季度數(shù)據(jù)。正因為季度數(shù)據(jù)的可得性有限，造成一些國內(nèi)研究不得不采用年度數(shù)據(jù)。另一些研究雖采用季度數(shù)據(jù)，但也難以令人滿意。

自從Chang等（2016）通過插值法構(gòu)建出中國的季度居民消費和季度資本形成總額的數(shù)據(jù)后，情況有了一些好轉(zhuǎn)。②一些有關(guān)中國經(jīng)濟(jì)波動特征的新認(rèn)識也由此產(chǎn)生，其中尤為引入注意的是上世紀(jì)90年代以來中國居民消費和固定資本形成總額呈弱相關(guān)乃至負(fù)相關(guān)，③這剛好對應(yīng)著年度數(shù)據(jù)特征。表2比較了Chang等（2016）和傳統(tǒng)文獻(xiàn)使用的季度數(shù)據(jù)的二階矩。Chang等（2016）的消費和投資分別為居民消費和資本形成總額，傳統(tǒng)數(shù)據(jù)的消費和投資分別為社會消費品零售總額和固定資產(chǎn)投資。Chang等（2016）的數(shù)據(jù)還按照GDP平減指數(shù)剔除價格因素，傳統(tǒng)數(shù)據(jù)按照季度CPI剔除價格因素。④Chang等（2016）公布在網(wǎng)上的數(shù)據(jù)均已剔除季節(jié)性，傳統(tǒng)數(shù)據(jù)按照X12方式剔除季節(jié)性。如表2所示，不論Chang等（2016）還是傳統(tǒng)數(shù)據(jù)，消費波動率都大于產(chǎn)出波動率，且居民消費和產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)較小，即消費的周期性較弱。兩類數(shù)據(jù)的主要差別體現(xiàn)在消費和投資的相關(guān)系數(shù)，不論一階差分還是HP濾波，Chang等（2016）的相關(guān)系數(shù)為-0.3左右，傳統(tǒng)數(shù)據(jù)的相關(guān)系數(shù)為0.18和0.29不等。

那么我們該如何評估Chang等（2016）和傳統(tǒng)數(shù)據(jù)誰更合適用于估計DSGE模型呢？上文已提過，傳統(tǒng)數(shù)據(jù)并不是和模型對應(yīng)的最佳觀測變量。此外，年度數(shù)據(jù)已表明居民消費和投資表現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)性，而Chang等（2016）的數(shù)據(jù)正好繼承了這一點。需要指出的是，Chang等（2016）的季度居民消費和季度資本形成總額是通過年度數(shù)據(jù)插值得到，季度插子分別包含了季度社會消費品零售總額和季度固定資產(chǎn)投資，因此Chang等（2016）的季度數(shù)據(jù)是一種融合了年度數(shù)據(jù)和季度數(shù)據(jù)信息的加成數(shù)據(jù)。

2.國際比較

盡管中國的宏觀數(shù)據(jù)質(zhì)量還存在爭議，但即使是對官方數(shù)據(jù)持懷疑態(tài)度的學(xué)者，不僅確認(rèn)中國居民消費和投資存在負(fù)相關(guān)性，而且認(rèn)為由于存在測量誤差，真實的負(fù)相關(guān)性可能更大。因此，從某種程度上，負(fù)相關(guān)應(yīng)該是中國經(jīng)濟(jì)周期波動的典型事實，那么這種特征是中國獨有的嗎？本文比較了世界上的主要經(jīng)濟(jì)體的“居民消費一投資”相關(guān)系數(shù)以及居民消費的相對波動率，數(shù)據(jù)為各國的產(chǎn)出、居民消費和固定資本形成總額的季調(diào)實際環(huán)比增長率。所選的22個國家中，10個為發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，12個為新興市場。除中國外，沒有任何一個國家的相關(guān)系數(shù)為負(fù)。特別值得注意的是，像美國、墨西哥、巴西這些代表性經(jīng)濟(jì)體，①相關(guān)系數(shù)都在0.5以上。另一方面，除少部分例外，新興市場的消費波動普遍大于產(chǎn)出的波動，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的消費波動率普遍小于產(chǎn)出的波動率，這一點中國符合新興市場的經(jīng)濟(jì)波動特征。

3.建模啟示

根據(jù)中國的經(jīng)濟(jì)波動特征，一個合意的模型至少要能解釋兩點：一是居民消費波動高于產(chǎn)出波動，二是居民消費和資本形成總額呈負(fù)相關(guān)性。要解釋居民消費的高波動，一般有兩種方式：一種是引入趨勢性沖擊，因為按照持久收人理論，居民消費主要受持久收入的影響，暫時性沖擊影響有限。另一種是通過引入偏好沖擊，也就是加入針對消費跨期替代關(guān)系的楔子?？紤]到中國可獲得的完整季度序列只有二十年左右，并不適合分離出持久性成分，所以基準(zhǔn)模型不含趨勢性沖擊。

關(guān)于居民消費和資本形成總額的負(fù)相關(guān)性，本文認(rèn)為造成這種現(xiàn)象的原因比較復(fù)雜。Chang等（2016）和汪偉等（2013）認(rèn)為信貸約束是最重要的因素，國家支持的資本密集型企業(yè)（多為國有企業(yè)）獲得信貸擠出了勞動密集型企業(yè)（多為民營企業(yè)）的獲得信貸的機(jī)會，從而降低了勞動者的可支配收入，最終減少消費。而信貸約束本質(zhì)是一種金融摩擦，從建模的角度來看，我們需要尋找到這樣的沖擊，既能夠形成居民消費和投資的負(fù)相關(guān)性也必須能體現(xiàn)金融摩擦。初看起來，由于經(jīng)典文獻(xiàn)中RBC模型常擬合出宏觀變量的“共動性”（Co-Movement），傳統(tǒng)的RBC模型似乎不能解釋居民消費和投資的負(fù)相關(guān)性，我們可能需要引入主體異質(zhì)性或多部門，如將Chang等（2016）和汪偉等（2013）的非平衡異質(zhì)性主體模型改為平衡增長路徑下的多沖擊DSGE模型，本文將展示包含多沖擊的傳統(tǒng)RBC模型依然能擬合出這些特征。

一般來說，偏好沖擊和投資的邊際效率沖擊作為“摩擦”或“楔子”，會改變家戶關(guān)于消費和資本存量的跨期替代行為，因而引入這兩個沖擊可能形成消費和投資的負(fù)相關(guān)。投資沖擊形成“消費一投資”負(fù)相關(guān)并不陌生，但更多研究嘗試改進(jìn)模型機(jī)制以避免出現(xiàn)“消費-投資”的負(fù)相關(guān)，本文則相反。那么中國的“消費-投資”負(fù)相關(guān)是由投資沖擊所造成？還是由其他沖擊所造成？這是本文接下來探討的主要問題。

三、RBC模型

1.基準(zhǔn)模型

基準(zhǔn)模型是單部門RBC模型，企業(yè)由家戶擁有，令大寫字母表示帶有趨勢的非平穩(wěn)變量，小寫字母表示平穩(wěn)變量，假設(shè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報酬不變：

其中Y_t表示產(chǎn)出，K_t表示資本存量，n_t表示勞動，0<α<1表示資本的收人份額，η>l表示產(chǎn)出的長期平均增長率。λ_z，t表示全要素生產(chǎn)率沖擊，服從AR（1）過程：

假設(shè)家戶的效用函數(shù)為加性可分，勞動效用為Frisch彈性：

其中0<β<1表示家戶的折現(xiàn)率，C_t表示家戶消費，0<γ<1表示消費習(xí)慣參數(shù)，v表示勞動供給彈性的倒數(shù)，ζ>0表示勞動的效用系數(shù)。λ_v，t表示偏好沖擊，它影響著家戶當(dāng)期效用的權(quán)重和跨期替代行為，一單位正的偏好沖擊意味著當(dāng)期消費和閑暇會帶給消費者更大效用，于是家戶會增加當(dāng)期消費。假設(shè)λ_v，t服從AR（1）過程：

其中0<ρ_z<1，ε_v，t～N（0，σ_v²）。家戶的預(yù)算約束為：①

雖然投資邊際效率沖擊也能形成消費和投資的負(fù)向運動，但方差分解顯示，投資沖擊太小，以至于對經(jīng)濟(jì)波動的影響有限。因此，綜合來看，偏好沖擊是解釋居民消費和投資負(fù)相關(guān)的關(guān)鍵。

四、備選模型討論

一個成功擬合出“消費一投資”負(fù)相關(guān)的模型未必就是合意的模型，同樣一個無法擬合出負(fù)相關(guān)的模型未必就是沒有價值的模型，我們需要綜合評估模型。為驗證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，我們嘗試幾種不同模型設(shè)計。由于基準(zhǔn)模型發(fā)現(xiàn)偏好沖擊非常重要，而偏好沖擊的傳導(dǎo)機(jī)制依賴于效用函數(shù)，于是我們重點考察幾種不同的效用函數(shù)。

1.備選偏好

（1） GHH效用。基準(zhǔn)RBC模型的對數(shù)消費效用等價于跨期替代彈性倒數(shù)（5一1，這是因為在可分Frisch勞動彈性下，對具有增長趨勢的模型，我們無法將勞動的一階條件平穩(wěn)化，然而一旦我們考慮不可分效用函數(shù)，將可考察跨期替代彈性一般化的情況。此處，我們首先考慮GHH效用函數(shù)：

在該效用函數(shù)下，家戶有關(guān)消費和勞動一階條件調(diào)整為：

其他方程和基準(zhǔn)模型一致。可以看到，若不存在消費習(xí)慣，將（13）代入（14）可消去L_t，這意味著消費儲蓄的跨期替代選擇不會影響勞動供給，也就是財富效用為零。遵循Smets和Wouters（2007）、Khan和Tsoukalas（2011），我們將跨期替代彈性倒數(shù)。的先驗設(shè)為N（1，0.37），保持其他校準(zhǔn)參數(shù)和先驗設(shè)計不變重新估計模型。

如表4所示，GHH效用二階距擬合效果和基準(zhǔn)RBC模型相當(dāng)，但顯著高估了消費的周期性，并且GHH效用的整體擬合效果略微好于基準(zhǔn)RBC模型。從另一方面來看，如表5所示，相較于基準(zhǔn)模型，GHH效用輕微強(qiáng)化了偏好沖擊對消費的解釋力，弱化了對產(chǎn)出和投資的解釋力。

（2） CD偏好。另一種常見效用函數(shù)是柯布道格拉斯偏：

其中ψ>0表示勞動效用指數(shù)。當(dāng)σ=1，效用函數(shù)退化為KPR效用。在這種效用函數(shù)下，勞動的供給彈性等于（1-n_t）/n_t，事實上，CD效用相當(dāng)于將勞動供給彈性從缺乏彈性調(diào)整為充滿彈性，因為只要家戶將不到一半時間用于勞動，那么勞動供給彈性將大于1。消費和勞動的歐拉方程變?yōu)椋?/p>

其中：

Lt≡（1-n_t）ψ（1-σ）（C_t-γC_t-1^-σ

其他方程和RBC模型一致。同樣的，跨期替代彈性倒數(shù)的先驗σ～N（1，0.37），保持其他參數(shù)設(shè)計不變進(jìn)行重新估計。

如表4所示，CD效用的整體解釋力明顯不如基準(zhǔn)模型，高估產(chǎn)出波動，低估消費波動，嚴(yán)重低估消費周期性，唯一好的方面是擬合出更強(qiáng)的“消費一投資”負(fù)相關(guān)系數(shù)。如表5所示，雖然CD效用大幅弱化了偏好沖擊對消費波動的解釋力，但仍然能解釋消費波動的一半以上，另一方面，CD效用顯著提高了偏好沖擊對產(chǎn)出和投資波動的解釋力，分別解釋了產(chǎn)出和投資波動的1/3和2/3。

（3）消費偏好沖擊。一些文獻(xiàn)將偏好沖擊放在消費效用函數(shù)前，使得偏好沖擊只針對消費的邊際效用，具體的，

于是勞動歐拉方程變?yōu)椋?/p>

表面上，偏好沖擊沒有出現(xiàn)在上式，但若不含消費習(xí)慣，將（8）式代入（14）式不會消去λ_v，t，偏好沖擊將直接成為扭曲邊際替代率等于勞動邊際產(chǎn)出的楔子，即正向偏好沖擊將減少邊際替代率，實際上弱化了（12）式這條傳導(dǎo)機(jī)制。如表4所示，消費偏好模型的二階距擬合能力低于基準(zhǔn)RBC模型，其中消費的周期性顯著高于實際值，“消費一投資”的負(fù)相關(guān)系數(shù)低于基準(zhǔn)RBC模型。如表5所示，相比基準(zhǔn)模型，消費偏好強(qiáng)化了偏好沖擊對消費波動的重要性，但弱化了對產(chǎn)出和投資波動的重要性。

不同效用函數(shù)下，偏好沖擊的影響差異即可能源于參數(shù)值的不同，也可能源于模型機(jī)制的不同。為了看清效用函數(shù)機(jī)制對偏好沖擊的影響，我們將三個模型參數(shù)做一致性調(diào)整：其中k=0.05，γ=0.5，v=5，σ=1，所有自回歸系數(shù)設(shè)為0.6，偏好沖擊擾動標(biāo)準(zhǔn)差設(shè)為σ_v=0.01，關(guān)閉其他隨機(jī)擾動項，然后分別進(jìn)行擬合。不同效用函數(shù)的偏好沖擊對消費的影響并沒有太大不同，只是GHH效用第2至6期的超調(diào)更弱。不同效用函數(shù)的偏好沖擊對投資和產(chǎn)出的影響差異明顯。在CD偏好下，偏好沖擊對投資的初期負(fù)效應(yīng)和后期超調(diào)最大，即CD偏好下的偏好沖擊引起的投資波動最大，其次是基準(zhǔn)RBC模型，然后是消費偏好和GHH偏好。類似的，CD偏好的偏好沖擊對產(chǎn)出的初期負(fù)效應(yīng)和超調(diào)也最大，其次是基準(zhǔn)RBC模型，而GHH偏好和消費偏好在初期甚至對產(chǎn)出具有弱正效應(yīng)。

（4）高資本調(diào)整成本。不少文獻(xiàn)的資本調(diào)整成本系數(shù)后驗估計值往往在2以上，這意味著企業(yè)有較大的資本調(diào)整成本，不同于已有文獻(xiàn)，本文k的先驗均值和標(biāo)準(zhǔn)差較小。即使我們設(shè)置較高的資本調(diào)整成本系數(shù)，后驗值也會收斂到小于1的水平，同時邊際數(shù)據(jù)密度更小。為進(jìn)一步觀察k對模型擬合效果的影響，保持其他條件不變，將資本調(diào)整成本系數(shù)固定為4，重新估計模型。如表4所示，模型的擬合效果為所有模型中最差，表5顯示高資本調(diào)整成本不顯著改變偏好沖擊對消費和投資的重要性。

2.為什么不是NK-DSGE？

基準(zhǔn)模型沒有建立在NK一DSGE基礎(chǔ)上，也就是沒有考慮粘性價格機(jī)制，有兩點原因：首先，價格和貨幣政策并非本文關(guān)注的重點。其次，按照Chari等（2007）的周期核算模型，粘性工資機(jī)制可以映射為勞動楔子，也就是：

其中MRS表示“消費一閑暇”的邊際替代率，MPL表示勞動的邊際產(chǎn)出，τ_n，t>0表示勞動楔子，也可看作勞動收人的邊際稅率。表面上，勞動楔子的存在降低了勞動的邊際產(chǎn)出，于是消費的增加會減少更多的勞動，因此強(qiáng)化了消費和勞動的負(fù)向運動，進(jìn)而強(qiáng)化了消費和投資的負(fù)相關(guān)。出現(xiàn)這種現(xiàn)象是因為BCA模型把勞動楔子視為一個完全外生的變量，但在粘性價格模型中，勞動楔子取決于勞動。事實上，中間品市場的壟斷竟?fàn)幪卣骱驼承詢r格機(jī)制意味著模型在MRS和MPL之間插人一個內(nèi)生的楔子，最終MPL等于加價后的MRS：

其中ω（n）>1表示價格加成。已有研究表明，價格加成往往是逆周期的，勞動增加導(dǎo)致價格加成下降，消費和勞動在面對偏好沖擊時，即使?jié)M足背均衡條件，也未必會反向運動。事實上，F(xiàn)urlanetto和Seneca（2009）、Justini-ano等（2010）都發(fā)現(xiàn)粘性價格機(jī)制會弱化這種機(jī)制，從而避免出現(xiàn)消費和投資的負(fù)相關(guān)性?？梢灶A(yù)見，加入粘性價格機(jī)制甚至可能形成消費和投資的正相關(guān)，造成模型更大的誤設(shè)，因此本文不再贅述。

3.什么是偏好沖擊？

相較于技術(shù)沖擊和其他類型沖擊，偏好沖擊不是經(jīng)典文獻(xiàn)關(guān)注的焦點。事實上，作為會“破壞”變量間協(xié)動性的因素，部分文獻(xiàn)甚至選擇回避該沖擊，如Smets和Wouters （2007）并沒有在效用函數(shù)中引入沖擊，而是在債券中引入利率溢價沖擊（ Interest PremiumShock），該沖擊體現(xiàn)著央行設(shè)定的利率和家戶的資產(chǎn)回報率之間的楔子，有助于解釋美國消費和投資的正相關(guān)性。

從經(jīng)濟(jì)周期核算的角度看，效率楔子（Efficiency Wedge）、勞動楔子（La-bor Wedge）、政府消費楔子（Govern-ment Consumption Wedge）都不直接影響家戶的跨期替代行為，只有投資楔子（Investment Wedge）直接影響資本存量的跨期替代，而偏好沖擊正好也影響了家戶的跨期替代行為。雖然（12）式是偏好沖擊的重要傳導(dǎo)機(jī)制，但在基準(zhǔn)RBC模型中，偏好沖擊不是嵌人（12）式的“勞動楔子”，假設(shè)不存在消費習(xí)慣，同一時期內(nèi)針對消費和閑暇邊際效用的偏好沖擊會互相抵消?；仡機(jī)hari等（2007）有關(guān)資本存量的一階條件，假設(shè)不存在人口增長：

其中τ_xt表示投資楔子，U_ct表示消費的邊際效用。接著，將本文的基準(zhǔn)RBC模型進(jìn)一步簡化：舍棄資本調(diào)整成本，將效用函數(shù)改為和Chari等（2007）一致（即備選模型中的CD效用）。于是（8）和（10）簡化為：

不失一般性，假設(shè)兩個模型的長期增長率為零，我們分別將上述兩式對數(shù)線性化：

可以看到，如果不存在其他楔子，且τ_χ=0，那么投資楔子τ_χt正好是偏好沖擊λ_v，t和投資沖擊λ_i，t的組合映射，因此我們可將偏好沖擊歸為一種投資楔子，它改變了收入的邊際效用，從而影響了家戶的跨期替代行為。直覺上，如果偏好沖擊重要，那么投資楔子對消費和投資波動也重要。Chari等（2007）發(fā)現(xiàn)效率楔子和投資楔子均可映射為金融摩擦，假設(shè)映射可以傳遞，那么偏好沖擊實質(zhì)上體現(xiàn)著一種金融摩擦，而金融摩擦是影響我國經(jīng)濟(jì)波動的重要傳導(dǎo)機(jī)制。此外，不少學(xué)者采用BCA方法對中國的經(jīng)濟(jì)周期波動進(jìn)行核算，徐高（2008）發(fā)現(xiàn)投資楔子在1992前對產(chǎn)出波動沒有多少影響，但1992后影響程度明顯增加;He等（2009）也發(fā)現(xiàn)投資楔子在1994年后的影響效果有所增加。更重要的是，徐高（2008 ）和He等（2009）都發(fā)現(xiàn)投資楔子是驅(qū)動我國居民消費和投資波動的主要因素。這些研究從側(cè)面驗證了本文的猜想。

需要指出的是，Chari等（2007）的四個楔子不是相互獨立的結(jié)構(gòu)性沖擊，而是服從無約束VAR （1）模型的隨機(jī)過程，因此投資楔子會對其他楔子形成“外溢性（spillover）”。反過來，當(dāng)模型存在多個楔子時，偏好沖擊還也會對其他楔子造成間接影響，因此上述映射不是一一映射，而是多對多映射，這意味著我們不必把偏好沖擊局限為投資楔子。當(dāng)前，一個得到越來越多學(xué)者認(rèn)同的觀點是，以時變波動率為載體的不確定性沖擊可能就是偏好沖擊。例如：Xu（2016）發(fā)現(xiàn)在特定模型設(shè)計下，波動率沖擊和偏好沖擊存在清晰的映射關(guān)系，波動率增加的影響等價于負(fù)向偏好沖擊的影響。限于研究重點和篇幅，本文不在該問題上繼續(xù)展開，但這是未來研究的方向。

五、有用性政府支出

基準(zhǔn)RBC模型的外生支出等同于一種純粹的資源浪費，外生支出通過財富效應(yīng)對消費和投資形成擠出效應(yīng)，從而導(dǎo)致消費和投資同向運動。近來，越來越多的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)政府支出的外部性非常重要，理論上，這些設(shè)計會使消費和投資反向運動，如生產(chǎn)性政府支出可能拉動投資但擠出消費，公共品消費可能拉動消費但擠出投資。因此，我們也嘗試引入該機(jī)制來解釋“消費一投資”負(fù)相關(guān)。不同于已有文獻(xiàn)將政府支出分為政府消費和政府投資，我們在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，采用兩種簡單的方式引人政府支出的外部性。

一是生產(chǎn)性支出。假設(shè)政府消費會對生產(chǎn)部門形成正外部性，遵循Chen和Guo（2013）的設(shè)計：

其中χ是體現(xiàn)政府消費生產(chǎn)性的指數(shù)，由于我們不清楚政府消費有正外部性還是負(fù)外部性，因此不對X的符號做限制。此時政府消費以流量進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)，如果χ>0，那么政府消費會引起工資率和資本收益率的增加，進(jìn)而促進(jìn)居民消費和投資的增加，一定程度削弱了原有的財富效應(yīng)。

二是公共品消費。效用函數(shù)仍保留基準(zhǔn)RBC模型的形式，遵循Feve等（2013）、王國靜和田國強(qiáng)（2014）的設(shè)計：

此時C_t^*表示家戶總消費，它是私人消費和政府消費的組合：

C_t^*=C_t+α_sS_t（25）

其中，α_s決定了私人消費和政府消費的互補(bǔ)程度。若α_s>0，表明政府消費和居民消費存在替代關(guān)系;若α_s<0，表示政府消費和居民消費存在互補(bǔ)關(guān)系，此時政府消費會增加居民消費所帶來的邊際效用，進(jìn)而增加居民消費。

接著我們分別估計擬合三個模型：①生產(chǎn)性支出;②公共品消費;③生產(chǎn)性支出和公共品消費。

1.擬合比較

雖然Chen和Guo（2013）美國的義校準(zhǔn)為0.25，但我們并不確定中國的政府消費一定有正的生產(chǎn)外部性，因此假定義服從正態(tài)分布N（0，0.1）;α_s的先驗分布遵循Feve等（2013），假定服從均勻分布U（0，1.3）。

我們估計了三種情況下政府消費外部性參數(shù)的后驗眾數(shù)，②括號中為標(biāo)準(zhǔn)差。如表6所示，χ為很小的負(fù)數(shù)，且統(tǒng)計不顯著，即政府消費并沒有表現(xiàn)出生產(chǎn)外部性，該結(jié)果并不令人驚訝，因為此處的政府消費不包含政府投資性支出。另一方面，互補(bǔ)系數(shù)α_s為顯著的負(fù)數(shù)，說明政府消費和私人消費存在互補(bǔ)關(guān)系，政府消費會增加居民消費。

表7顯示，引入公共品消費顯著提升了模型的二階距擬合能力，特別是擬合出更高的“產(chǎn)出-消費”的相關(guān)系數(shù)，強(qiáng)化了消費和投資的負(fù)相關(guān)性。引入生產(chǎn)性支出后，模型的擬合二階距并沒有明顯改善，如消費和投資的負(fù)相關(guān)反而弱化。當(dāng)同時引入公共品消費和生產(chǎn)性支出后，模型幾乎“完美”擬合出產(chǎn)出、消費和投資的標(biāo)準(zhǔn)差，對相關(guān)系數(shù)的擬合效果也強(qiáng)于基準(zhǔn)RBC模型。雖然引入政府外部性提升了二階距擬合能力，但從邊際數(shù)據(jù)密度看，這些模型的整體擬合效果并沒有顯著提升。此外，表7還顯示，引入公共品消費后，偏好沖擊的重要性不改變。

2.反事實分析

接著我們采用另一種思路考察外生沖擊和政府消費外部性對模型二階距擬合效果的影響。我們先估計一個包含四沖擊和雙重外部性的完備模型，保持所有參數(shù)值不變（包括估計參數(shù)和校準(zhǔn)參數(shù)），依次關(guān)閉模型沖擊和外部性特征，然后對模型重新擬合。如表8所示，當(dāng)不存在偏好沖擊時，消費相對波動率大幅降低，“消費一投資”負(fù)相關(guān)性消失，這再次確認(rèn)偏好沖擊對解釋消費高波動和“消費一投資”負(fù)相關(guān)有決定意義。當(dāng)不存在技術(shù)沖擊時，消費相對波動大幅上升，增加了接近2倍，消費一投資負(fù)相關(guān)性進(jìn)一步強(qiáng)化，消費由弱周期變?yōu)轱@著逆周期性，說明技術(shù)沖擊是形成變量協(xié)動性的關(guān)鍵因素。當(dāng)沒有政府支出沖擊時，消費相對波動不變，“消費一投資”負(fù)相關(guān)程度大幅加強(qiáng)，幾乎是原來的兩倍多，說明政府消費沖擊依然會造成消費和投資的同向運動，也就是政府消費形成的負(fù)財富效應(yīng)強(qiáng)于其對居民消費的互補(bǔ)性。另一方面，當(dāng)政府消費不進(jìn)入家戶效用函數(shù)時，“消費一投資”負(fù)相關(guān)程度大幅減弱，說明公共品消費機(jī)制有助于實現(xiàn)“消費一投資”負(fù)相關(guān)。然而，支出不存在生產(chǎn)性不會顯著改變模型的擬合能力，甚至還導(dǎo)致“消費一投資”負(fù)相關(guān)性加強(qiáng)，當(dāng)然這可能和政府消費的生產(chǎn)性系數(shù)χ較弱有關(guān)。

接著我們對基準(zhǔn)RBC模型和外部性模型的政府消費支出沖擊進(jìn)行比較（圖略）。兩種模型的支出沖擊在初期對消費都會形成擠出效用，對投資在初期也形成較強(qiáng)的擠出效應(yīng)，這和表8無支出沖擊的情況剛好對應(yīng)，也就是支出沖擊形成消費和投資的同向運動。特別的，兩種模型的支出沖擊對投資和產(chǎn)出的影響幾乎沒有差別，但基準(zhǔn)RBC模型的支出沖擊對消費的擠出效應(yīng)明顯強(qiáng)于外部性模型，說明政府支出的外部性一定程度弱化了擠出效應(yīng)。

上述結(jié)果仍有兩個問題：首先，引入政府支出外部性的目的是為了強(qiáng)化“消費一投資”負(fù)相關(guān)性，但結(jié)果表明，政府支出沖擊仍然強(qiáng)化了消費和投資的同向運動。其次，基準(zhǔn)RBC模型和外部性模型的估計參數(shù)值并不一致，我們很難確定支出沖擊對消費的影響差異究竟是源于模型機(jī)制還是源于參數(shù)估值的不同。為此，沿用第四部分的方法，我們將模型參數(shù)做一致性調(diào)整，將互補(bǔ)系數(shù)α_s設(shè)為-0.1336，將支出沖擊的擾動標(biāo)準(zhǔn)差設(shè)為σ_s=0.01，關(guān)閉其他沖擊，分別計算脈沖響應(yīng)函數(shù)。此外，由于表6顯示政府消費的生產(chǎn)性較弱，外部性由公共品消費主導(dǎo)，因此重點探討公共品消費的傳導(dǎo)機(jī)制。在控制所有參數(shù)后，公共品消費模型不會顯著改變支出沖擊對投資和產(chǎn)出的影響，但會顯著改變對消費的影響。即在基準(zhǔn)RBC模型下，支出沖擊對消費只有擠出效應(yīng)，但在公共品消費模型下，支出沖擊會引起消費的短期增加，這是因為政府消費的互補(bǔ)性力量強(qiáng)于財富效應(yīng)，但很快財富效用超過互補(bǔ)性，導(dǎo)致消費迅速減少。雖然消費長期被擠出，但擠出幅度仍然比基準(zhǔn)RBC模型低，這也和王國靜和田國強(qiáng)（2014）一致。①

六、結(jié)論

本文首先系統(tǒng)考察了中國的年度宏觀數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)1992年后，居民消費波動率大于產(chǎn)出波動率，居民消費和投資呈負(fù)相關(guān)，消費和投資的周期性都較低。接著，分析了國內(nèi)DSGE文獻(xiàn)的觀測數(shù)據(jù)存在的一些問題，考察了Chang等（2016）的季度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)同樣存在高消費波動和“消費一投資”負(fù)相關(guān)特征，國際比較顯示該特征特殊而典型。

本文首先構(gòu)建了一個簡單 RBC模型，該模型包含偏好沖擊、技術(shù)沖擊、投資沖擊和支出沖擊，模型能夠擬合出高消費波動和“消費一投資”負(fù)相關(guān)兩個重要特征。方差分析顯示，偏好沖擊解釋了居民消費的絕大部分波動，產(chǎn)出波動由技術(shù)沖擊主導(dǎo)，投資波動由偏好沖擊和支出沖擊主導(dǎo)，投資沖擊不重要。脈沖響應(yīng)顯示，偏好沖擊是形成“消費一投資”負(fù)相關(guān)的主要原因。

接著，詳細(xì)考察了幾種效用函數(shù)，發(fā)現(xiàn)偏好沖擊仍是解釋消費波動和“消費-投資”負(fù)相關(guān)的主要因素，并且這些機(jī)制并不會顯著提升模型的擬合能力。整體看，GHH偏好和消費偏好的擬合效果優(yōu)于CD偏好。在控制模型參數(shù)后，脈沖響應(yīng)分析表明，不同偏好模型下的偏好沖擊對消費的影響沒有太大不同，但對投資和產(chǎn)出的影響有較大差異。因此，認(rèn)為加入粘性價格機(jī)制會弱化“消費一勞動邊際替代率等于勞動邊際產(chǎn)出”這條傳導(dǎo)機(jī)制，無助于形成“消費一投資”負(fù)相關(guān)。還認(rèn)為偏好沖擊改變了家戶的跨期替代行為，本質(zhì)是投資楔子，可以映射為金融摩擦。當(dāng)然偏好沖擊也可能是一種不確定性沖擊。

最后引入了政府消費外部性，發(fā)現(xiàn)政府消費幾乎沒有什么生產(chǎn)性，但具有明顯的公共品消費特征。加入公共品消費特征較為明顯的改善了模型的二階距擬合能力，并且偏好沖擊依然重要。反事實分析表明，雖然作用效果比基準(zhǔn)RBC模型弱，但外部性模型的政府支出沖擊依然會形成居民消費和投資的同向運動。另一方面，反事實分析和脈沖響應(yīng)都表明，公共品機(jī)制本身不會引起消費和投資的同向運動，而會顯著強(qiáng)化反向運動。雖然外部性模型的政府消費支出沖擊短期會引起居民消費增加，但中長期仍會產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

當(dāng)前，相較世界主要經(jīng)濟(jì)體，我國居民消費占國民生產(chǎn)總值比重仍偏低。雖然一些觀點認(rèn)為可支配收入偏少是主要原因，但考慮到銀行部門有大量的居民儲蓄和存款貸款差，使得我們無法排除“有錢不愿花”這種可能性。不愿消費可能源自負(fù)向偏好沖擊的長期積累，而偏好沖擊的背后是金融摩擦和對未來的不確定性。需承認(rèn)，本文僅提供了一種解釋居民消費和資本形成總額負(fù)相關(guān)的思路，相信還有其他原因：例如高房價擠出家戶的消費，拉動整個經(jīng)濟(jì)的投資;信貸擴(kuò)張導(dǎo)致中長期貸款擠出短期貸款，造成勞動密集型企業(yè)面臨更大的信貸約束，勞動者收入減少等，這些都是未來研究的方向。