張 云，張四燦

(1.南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071；2.天津師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300387)

一、 引 言

自改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出兩個顯著特點，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級與經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)化程度增強(qiáng)(如圖1所示)。如何理解中國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)的上述特點，二者是否存在某種聯(lián)系，若有的話，二者的作用機(jī)制如何？事實上宏觀經(jīng)濟(jì)由不同的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成，其整體波動是不同產(chǎn)業(yè)波動的綜合效果，蘊含了不同產(chǎn)業(yè)自身的波動以及它們之間相互作用的復(fù)雜機(jī)制。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是經(jīng)濟(jì)內(nèi)部結(jié)構(gòu)不斷改善的結(jié)果，而經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)化則體現(xiàn)為主要宏觀變量波動幅度下降。當(dāng)經(jīng)濟(jì)中波動小的產(chǎn)業(yè)比重增加時，宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性會得到增強(qiáng)；Gali和Gambetti(2009)[1]指出當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理時會增大宏觀經(jīng)濟(jì)波動。王永進(jìn)和盛丹(2013)[2]指出密集使用差異化產(chǎn)品的部門往往具有較高的技術(shù)復(fù)雜度，此時勞動力市場摩擦導(dǎo)致該部門工資黏性增強(qiáng)，由此經(jīng)濟(jì)波動會造成勞動力資源向密集使用同質(zhì)產(chǎn)品部門流動，這會限制產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步并對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級造成不利影響。

經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)化現(xiàn)象源于20世紀(jì)80年代后，美國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)越來越穩(wěn)定特點：主要宏觀變量如產(chǎn)出、就業(yè)、物價等表現(xiàn)出波動幅度越來越小的特征，Bernanke(2004)[3]稱這一時期為“大穩(wěn)定”時期(Great Moderation)。*Bagliano和Morana(2017)[5]對“大穩(wěn)定終結(jié)的觀點”持反對意見，認(rèn)為“大衰退”(Great Recession)僅是經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)化趨勢中的一個非穩(wěn)定階段，經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定機(jī)制仍在發(fā)揮作用。Stock和Watson(2002)[4]研究發(fā)現(xiàn)“大穩(wěn)定”并非僅限于美國，其他主要發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)也顯示出類似現(xiàn)象。針對上述現(xiàn)象的原因?qū)W者們并沒有達(dá)成一致觀點，曹永福(2007)[6]總結(jié)了其中代表性的原因解釋包括外部沖擊減弱、信息技術(shù)與庫存管理改善、貨幣政策的成功、金融創(chuàng)新以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)等。由于主要發(fā)達(dá)國家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同期經(jīng)歷了由制造業(yè)向服務(wù)業(yè)的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)成為眾多學(xué)者推崇的一種解釋(Eggers和Ioannides，2006)[7]。Burns(1960)[8]曾在1960年就預(yù)測美國經(jīng)濟(jì)會趨于平穩(wěn)化，這是由于與制造業(yè)、建筑業(yè)和運輸業(yè)等傳統(tǒng)行業(yè)相比，管理人員、工程師、科研人員、金融等服務(wù)性行業(yè)就業(yè)受到經(jīng)濟(jì)衰退的影響較小，這些服務(wù)業(yè)就業(yè)比重上升有助于增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性。Eggers和Ioannides(2006)[9]通過將總產(chǎn)出分解為10個行業(yè)發(fā)現(xiàn)：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動，尤其制造業(yè)相對份額下降，至少能夠解釋1982年前后產(chǎn)出波動幅度下降的50%。Burren和Neusser(2013)[10]通過Wishart自回歸過程和粒子濾波方法發(fā)現(xiàn)即使考慮某些產(chǎn)業(yè)更具有波動性，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移也能夠解釋至少30%的產(chǎn)出波動下降。Carvalho和Gabaix(2013)[11]認(rèn)為第三產(chǎn)業(yè)部門的擴(kuò)張以及與能源有關(guān)和重工業(yè)部門的收縮是經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)化的重要原因。在理論模型構(gòu)建方面，Moro(2012)[12]通過構(gòu)建包含兩部門的增長理論模型研究制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對于美國經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)化的影響，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動能夠解釋美國GDP波動下降的28%；Flamini等(2012)[13]構(gòu)建制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的兩部門新凱恩斯模型，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動和部門價格粘性程度的差異兩種因素能夠顯著解釋20%～40%的美國和英國的產(chǎn)出和通脹波動性下降。

就中國而言，林建浩和王美今(2016)[14]的研究指出中國宏觀經(jīng)濟(jì)自20世紀(jì)90年代中期后呈現(xiàn)平穩(wěn)化的趨勢。殷劍峰(2010)[15]認(rèn)為逆周期的信貸調(diào)控政策帶來穩(wěn)定的信貸市場，有利于宏觀經(jīng)濟(jì)運行的平穩(wěn)化。詹新宇和方福前(2012)[16]構(gòu)建包含民營與國有經(jīng)濟(jì)的異質(zhì)性廠商的真實經(jīng)濟(jì)周期模型，研究發(fā)現(xiàn)深化國有經(jīng)濟(jì)改革對實現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)化具有重要意義。此外從經(jīng)濟(jì)波動與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系角度，孫廣生(2006)[17]利用工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)通過統(tǒng)計性描述發(fā)現(xiàn)各個產(chǎn)業(yè)的波動性大于總產(chǎn)出，且三大產(chǎn)業(yè)波動與總產(chǎn)出波動的相關(guān)性存在明顯差異，第二產(chǎn)業(yè)最強(qiáng)，其次是第三產(chǎn)業(yè)的波動性，第一產(chǎn)業(yè)不相關(guān)。干春暉等(2011)[18]認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級涉及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化兩方面，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對中國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定具有促進(jìn)效果，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化則造成經(jīng)濟(jì)波動的增大。涂巍等(2015)[19]指出20世紀(jì)90年代之前，第二產(chǎn)業(yè)波動對產(chǎn)出波動的預(yù)測能力較強(qiáng)，此后第三產(chǎn)業(yè)中房地產(chǎn)波動對產(chǎn)出波動的預(yù)測能力增強(qiáng)。Fang和Zhan(2015)[20]基于時變參數(shù)模型和TGARCH模型經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)升級對中國經(jīng)濟(jì)具有“熨平”效應(yīng)，三大產(chǎn)業(yè)對總產(chǎn)出波動存在非對稱效應(yīng)，第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)總量波動幾乎無影響，第二產(chǎn)業(yè)則具有杠桿效應(yīng)，第三產(chǎn)業(yè)具有“熨平”效應(yīng)。理論方面，詹新宇和甘凌(2013)[21]通過擴(kuò)展的真實經(jīng)濟(jì)周期模型中構(gòu)建包含產(chǎn)業(yè)升級指標(biāo)(付凌暉，2010)[22]的生產(chǎn)函數(shù)分析產(chǎn)業(yè)升級對中國經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)化的影響，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能夠減輕外在沖擊對中國經(jīng)濟(jì)的影響。渠慎寧和呂鐵(2016)[23]構(gòu)建制造業(yè)與服務(wù)業(yè)融合發(fā)展的兩部門DSGE模型研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)具有經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定器的效應(yīng)，能夠熨平經(jīng)濟(jì)波動。

通過對已有文獻(xiàn)回顧發(fā)現(xiàn)，將經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)二者結(jié)合起來研究并不多，主要基于時間序列模型的傳統(tǒng)研究范式。而構(gòu)建動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型從宏觀結(jié)構(gòu)計量模型角度探討二者關(guān)系的更少，典型的如Moro(2012)[12]、Flamini等(2012)[13]、詹新宇和甘凌(2013)[21]、渠慎寧和呂鐵(2016)[23]的研究。但上述研究存在以下幾點不足：首先，詹新宇和甘凌(2013)[21]構(gòu)建的RBC理論模型僅將產(chǎn)業(yè)升級指標(biāo)引入到單個生產(chǎn)，將產(chǎn)業(yè)升級的過程視為資本勞動比例的改變過程，造成模型無法再現(xiàn)“產(chǎn)業(yè)波動大于總產(chǎn)出波動”的特征事實，缺乏不同產(chǎn)業(yè)間如何聯(lián)系達(dá)到降低外生沖擊對總體經(jīng)濟(jì)波動影響的機(jī)制分析，同樣缺少不同產(chǎn)業(yè)相對規(guī)模變動對總體經(jīng)濟(jì)波動影響的分析。其次，渠慎寧和呂鐵(2016)[23]單純采用反事實模擬即其他參數(shù)或條件不變的情形下，研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素參數(shù)取值變動對經(jīng)濟(jì)波動的影響，并未闡明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的具體作用機(jī)制；再次，國外關(guān)于多部門新凱恩斯模型的研究除Flamini等(2012)[13]外主要限于貨幣政策效應(yīng)等的分析，并且Moro(2012)[12]、Flamini等(2012)[13]構(gòu)建的模型為兩部門模型，其對分析中國經(jīng)濟(jì)波動平穩(wěn)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系存在一定差距。

鑒于價格粘性的“逆周期”特征可以起到“經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定器”作用，同時不同產(chǎn)業(yè)部門間價格粘性具有顯著的異質(zhì)性，這使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會通過部門間價格粘性異質(zhì)性渠道對宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性產(chǎn)生潛在的重要影響。由此，本文將部門價格粘性的異質(zhì)性因素納入到新凱恩斯模型中，以不同產(chǎn)業(yè)占GDP的份額來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。本文貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾點：首先，在考慮中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的基礎(chǔ)上構(gòu)建了三部門新凱恩斯模型，細(xì)致探究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)波動具有熨平效果的四種具體機(jī)制：粘性價格機(jī)制、需求轉(zhuǎn)化機(jī)制、策略互補效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)相對規(guī)模變動效應(yīng)；其次，通過數(shù)值模擬比較分析三部門的新凱恩斯模型與單部門新凱恩斯模型對解釋中國經(jīng)濟(jì)波動的差異，從定量角度考察了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定機(jī)制對經(jīng)濟(jì)波動的熨平效果，并且發(fā)現(xiàn)三部門的新凱恩斯模型明顯優(yōu)于單部門模型，而且能夠較好再現(xiàn)中國產(chǎn)業(yè)波動性大于總產(chǎn)出波動性的特征事實；最后，分析中國三大產(chǎn)業(yè)相對規(guī)模變動對主要宏觀變量波動性的影響，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能夠降低宏觀經(jīng)濟(jì)波動20%左右。本文的研究結(jié)論意味著，政府要實現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運行應(yīng)注重推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

圖1 1978-2016年我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟(jì)波動注：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)根據(jù)付凌暉(2010)[22]的方法構(gòu)造，GDP增長率和通脹率來自國家統(tǒng)計局。

二、 理論模型

本文在Flamini等(2012)[13]、Carvalho和Lee(2010)[24]的基礎(chǔ)之上，構(gòu)建一個三部門新凱恩斯DSGE模型，這里三部門的異質(zhì)性主要體現(xiàn)在不同產(chǎn)業(yè)部門廠商的價格調(diào)整頻率不同。假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在無限期存活的家庭、政府和廠商三類主體：家庭通過選擇消費的最終品數(shù)量、實際貨幣余額持有量和供給的勞動數(shù)量實現(xiàn)永久性效用最大化；政府則通過一次總付稅收為支出融資，貨幣政策則遵循簡單的泰勒規(guī)則；廠商涉及最終品生產(chǎn)者和中間品生產(chǎn)者兩種類型。其中，最終品生產(chǎn)者處于完全競爭市場并利用CES技術(shù)將中間品打包成最終品，然后銷售給家庭和政府。而中間品生產(chǎn)者處于壟斷競爭市場，由三種類型的廠商構(gòu)成，且分別隸屬三個不同的產(chǎn)業(yè)部門。

(一) 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

產(chǎn)業(yè)表示經(jīng)濟(jì)中具有相同特性的企業(yè)集合，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)表明了經(jīng)濟(jì)資源在不同產(chǎn)業(yè)的配置情況，反映了經(jīng)濟(jì)中不同產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的比例關(guān)系，通?？梢杂貌煌a(chǎn)業(yè)占總產(chǎn)出的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。假設(shè)經(jīng)濟(jì)中有K個產(chǎn)業(yè)部門，其中，第k次產(chǎn)業(yè)增加值占GDP份額為nk，則存在如下關(guān)系：

(1)

因此，參數(shù)nk的大小及其變動能夠衡量一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動。

(二) 家庭

假設(shè)經(jīng)濟(jì)中代表性家庭的效用水平取決于消費的最終品數(shù)量、持有的實際貨幣余額以及向三類中間品的生產(chǎn)廠商提供的部門特定性勞動*勞動是部門特定形式的，從而在模型中引入實際剛性因素。(sector-specific labor)，并且追求永久性效用水平最大化：

(2)

(3)

參數(shù)σ、ν和χk均大于零，1/σ表示家庭消費的跨期替代彈性、1/ν表示勞動供給的Frisch彈性，χk表示家庭向部門k提供勞動的相對負(fù)效用程度。

在第t期期初，代表性家庭持有上一期的名義貨幣Mt-1和名義債券Bt-1進(jìn)入市場。這里假設(shè)金融市場先于產(chǎn)品市場開市。此時家庭在金融市場選擇持有的名義債券數(shù)量Bt，并獲得來自貨幣當(dāng)局的名義貨幣數(shù)量Xt。因此，在進(jìn)入產(chǎn)品市場之前家庭持有的貨幣數(shù)量為：Mt-1+Xt+Rt-1Bt-1-Bt。這里，Rt-1表示無風(fēng)險債券從第t-1期到第t期的名義毛收益。

(4)

假設(shè)金融市場是完備的，則所有家庭在任何時期面臨相同的預(yù)算約束，并做出相同決策。此時，代表性家庭在跨期預(yù)算約束下，選擇最優(yōu)的消費數(shù)量Ct、實際貨幣持有數(shù)量mt、債券持有額Bt、勞動供給Lkt，滿足：

(5)

(6)

(7)

這里，UC,t表示家庭第t期關(guān)于消費的邊際效用，Um,t表示家庭第t期關(guān)于實際貨幣余額的邊際效用，ULkt則表示家庭第t期向部門k的廠商提供勞動的邊際負(fù)效用。

(三) 廠商行為

經(jīng)濟(jì)中存在兩種類型廠商：最終品廠商和中間品廠商。其中，最終品廠商處于完全競爭市場并利用CES技術(shù)將中間品打包成最終品，然后銷售給家庭和政府。處于壟斷競爭市場環(huán)境的中間品廠商具有連續(xù)統(tǒng)性質(zhì)[0,1]且分別隸屬K個不同產(chǎn)業(yè)。這里，將屬于部門k的廠商i記為“廠商ik”，將所有隸屬于部門k的廠商集合記為Ik，則集合Ik的測度記為nk。

1.最終品廠商。最終品廠商按照價格Pkt(i)向廠商ik購買產(chǎn)品Ykt(i)。首先，利用Dixit-Stiglitz方式加總方式生產(chǎn)部門k的復(fù)合產(chǎn)品：

(8)

這里θ表示部門k內(nèi)部不同差異化產(chǎn)品的替代彈性。

其次，通過CES加總將不同部門的復(fù)合產(chǎn)品Ykt打包成最終產(chǎn)品：

(9)

完全競爭的最終品廠商在給定最終產(chǎn)品價格Pt、部門復(fù)合產(chǎn)品價格Pkt和中間產(chǎn)品價格Pkt(i)下，選擇最優(yōu)的中間品數(shù)量Ykt(i)追求利潤最大化。最終產(chǎn)品生產(chǎn)廠商優(yōu)化過程可分為兩步。第一步，在給定最終產(chǎn)品數(shù)量Yt的前提下，選擇最優(yōu)的部門復(fù)合產(chǎn)品數(shù)量Ykt，具體形式如下：

(10)

由此得到最終品廠商對部門k復(fù)合產(chǎn)品需求：

(11)

此時經(jīng)濟(jì)中的總體價格水平為：

(12)

第二步，在給定Ykt的前提下，最終品廠商選擇最優(yōu)的中間品數(shù)量：

(13)

由此得到廠商對廠商ik的產(chǎn)品需求：

(14)

此時部門k的價格水平為：

(15)

2.中間品廠商。處于連續(xù)統(tǒng)集合Ik上的壟斷競爭性廠商ik利用部門特定性勞動要素生產(chǎn)差異化產(chǎn)品。每期廠商ik采取Calvo方式進(jìn)行價格調(diào)整，*不管價格調(diào)整摩擦的屬性如何，廠商價格設(shè)定行為的異質(zhì)性以及該行為與實際剛性的相互影響在貨幣經(jīng)濟(jì)模型中起到重要的作用，因此本文選擇Calvo價格調(diào)整方式。即不管上次調(diào)整價格距當(dāng)期多久，每期重新調(diào)整價格幾率均為1-ωk(Carvalho，2006)[26]。這里，ωk表示部門k的廠商每期價格不調(diào)整的幾率，反映了價格粘性程度，ωk越大表示價格粘性程度越大。根據(jù)大數(shù)定律，部門k每期有ωk比重的廠商不改變價格，而有1-ωk份額的廠商重新制定價格。廠商ik遵循如下技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)：

(16)

由于廠商ik每期調(diào)整價格的概率為1-ωk。因此，部門價格水平的動態(tài)方程可表示為：

(17)

(18)

(19)

Πt,t+s(i)=Pkt(i)Yk,t+s(i)-Wk,t+sLk,t+s(i)

(20)

由此得出廠商ik調(diào)整價格的一階最優(yōu)條件：

(21)

(四) 政府

假設(shè)政府消費不具有任何生產(chǎn)性意義，政府僅僅征收一次性總付稅Tt為當(dāng)期政府消費融資，并且滿足當(dāng)期預(yù)算平衡Gt=Tt，Gt作為外生沖擊，遵循如下AR(1)過程：

(22)

此外考慮到謝平和羅雄(2002)[27]通過歷史分析法和反應(yīng)函數(shù)法檢驗泰勒規(guī)則對中國貨幣政策的適用性，發(fā)現(xiàn)泰勒規(guī)則能夠很好地反映中國貨幣政策實際狀況，為實際貨幣政策實施提供參考。因此本文采用簡單的泰勒規(guī)則描述貨幣當(dāng)局行為：

(23)

(五) 均衡

模型出清可描述為一組產(chǎn)品價格和數(shù)量滿足家庭最優(yōu)條件和預(yù)算約束、廠商最優(yōu)選擇、政府約束等。具體可描述為：

Bt=0

(24)

(25)

Yt=Ct+Gt

(26)

這里，式(24)表示資產(chǎn)市場出清條件；式(25)表示每個部門的勞動力市場出清條件；式(26)為產(chǎn)品市場出清條件。

三、 模型對數(shù)線性化形式與穩(wěn)定機(jī)制分析

(一) 模型對數(shù)線性化處理

為了分析模型經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定機(jī)制，對模型均衡條件在零通脹的穩(wěn)態(tài)下作對數(shù)線性化處理。這里，用小寫字母表示相應(yīng)變量偏離穩(wěn)態(tài)的百分比，大寫字母表示相應(yīng)變量穩(wěn)態(tài)水平。此時，模型的新凱恩斯動態(tài)IS曲線可以通過家庭跨期消費歐拉方程和產(chǎn)品市場出清條件描述：

ct=Etct+1-σ-1(it-Etπt+1)

(27)

(28)

模型的總供給模塊可以利用中間廠商ik的最優(yōu)定價方程和部門k價格動態(tài)調(diào)整方程得到，即部門k的新凱恩斯菲利普斯曲線(簡稱NKPC)：

(29A)

πkt=βEtπk,t+1+λk(mckt-mc)+λk(pt-pkt)

(29B)

進(jìn)一步，利用家庭的勞動供給方程、部門內(nèi)復(fù)合品和最終品的關(guān)系、部門內(nèi)邊際成本的定義，通過一系列運算得到關(guān)于產(chǎn)出缺口形式的部門NKPC：

(30)

此時，整個經(jīng)濟(jì)的新凱恩斯菲利普斯曲線為：*通過對經(jīng)濟(jì)中部門價格水平和總體價格水平的關(guān)系式對數(shù)線性化整理得到。

(31)

此外通過引入政府政策將模型閉合：

tt=gt

(32)

it=φyyt+φππt+νt

(33)

最后設(shè)定模型的外生沖擊為：

(34)

(35)

(36)

由此，模型經(jīng)濟(jì)的總需求曲線通過新凱恩斯動態(tài)IS曲線以及利率規(guī)則來描述，總供給曲線通過部門NKPC和加總的NKPC來描述。

(二) 模型經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定機(jī)制分析

根據(jù)“沖擊-傳導(dǎo)機(jī)制”的分析框架，外生沖擊會通過特定的傳導(dǎo)機(jī)制作用于各種宏觀經(jīng)濟(jì)變量，使得經(jīng)濟(jì)的均衡狀態(tài)被打破并總是處于波動之中。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為一國經(jīng)濟(jì)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，其行業(yè)特征會對外生沖擊在產(chǎn)業(yè)間的傳導(dǎo)產(chǎn)生放大或者緩和的效果，進(jìn)而影響到宏觀經(jīng)濟(jì)波動狀況。在部門價格粘性異質(zhì)性下，外生沖擊導(dǎo)致部門價格調(diào)整的異質(zhì)性。一般而言，部門價格粘性程度越高，外生沖擊導(dǎo)致的部門價格水平變動幅度越小，從而部門通貨膨脹受到的影響越小。由此，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于繁榮狀態(tài)時，部門價格粘性程度越高則意味該部門對經(jīng)濟(jì)整體價格水平上漲的抑制效果越顯著；而當(dāng)經(jīng)濟(jì)面臨通縮風(fēng)險時，部門價格粘性程度越高意味著對通縮的緩解效果越顯著。由此，部門價格粘性程度越高則該部門的“逆周期”特征越顯著，進(jìn)而其“經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定器”作用越明顯。由于部門價格粘性會通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響到整體價格粘性，由此對沖擊的傳導(dǎo)機(jī)制產(chǎn)生緩和的效果，從而增強(qiáng)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性。具體來說，在部門粘性異質(zhì)性的模型經(jīng)濟(jì)中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)波動的熨平效果主要通過以下四種機(jī)制：

1.傳統(tǒng)的價格粘性機(jī)制。經(jīng)濟(jì)中大多數(shù)商品價格調(diào)整的間歇性導(dǎo)致總體價格粘性。在價格粘性的情形下，產(chǎn)品價格無法迅速調(diào)整到市場出清狀態(tài)，這使得貨幣政策產(chǎn)生實際經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，從而影響到經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性。具體來說，采用泰勒規(guī)則的貨幣政策通過調(diào)整利率水平對經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)出缺口和通貨膨脹的變動作出逆周期調(diào)整，進(jìn)而改變經(jīng)濟(jì)的總需求，從而對產(chǎn)出和通脹產(chǎn)生穩(wěn)定效應(yīng)，而這種穩(wěn)定效應(yīng)強(qiáng)度與價格粘性程度密切相關(guān)。就需求沖擊而言，需求沖擊導(dǎo)致模型總需求曲線發(fā)生移動，而沒有影響總供給曲線。在(πt,yt)空間中，價格粘性程度參數(shù)ωk的提高導(dǎo)致參數(shù)λk減小，根據(jù)NKPC曲線式(30)可知，這意味總供給曲線更加平坦，由此既定的持續(xù)性需求沖擊造成通脹水平變化程度越小。而對于供給沖擊而言，根據(jù)NKPC曲線(29B)式可知，隨著價格粘性程度的提高，?πkt/?mct是下降的。直觀上來說，供給沖擊造成廠商邊際成本改變，但由于粘性價格因素的存在，造成并不是所有的廠商改變產(chǎn)品的價格。因此產(chǎn)品邊際成本的改變只能影響那些有機(jī)會改變產(chǎn)品價格的廠商，所以這種成本沖擊通過粘性價格機(jī)制而得到緩沖。綜上可以發(fā)現(xiàn)粘性價格機(jī)制減輕了經(jīng)濟(jì)通脹變動，進(jìn)而通過總需求模塊減輕總產(chǎn)出的變動。本質(zhì)上來說，價格粘性機(jī)制導(dǎo)致價格水平變動呈現(xiàn)“逆周期”特征，從而起到“經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定器”作用。

2.部門需求轉(zhuǎn)換機(jī)制。在單部門的新凱恩斯模型中，產(chǎn)品的差異性使得生產(chǎn)者獲得定價權(quán)。但是當(dāng)經(jīng)濟(jì)達(dá)到穩(wěn)態(tài)均衡時，根據(jù)對稱性原則可知所有廠商均相同且選擇相同價格。上述方法簡化了模型加總，但是造成不同產(chǎn)品的相對價格機(jī)制無法在模型中發(fā)揮作用*即在對數(shù)線性化模型后，相對價格在解釋經(jīng)濟(jì)總量動態(tài)變化完全沒有起到任何作用。(Clarida等，1999)[28]。事實上造成這種結(jié)果的原因在于：模型構(gòu)建中沒有考慮廠商間結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性因素，關(guān)鍵在于所有的廠商擁有相同的價格調(diào)整頻率，這意味著相對價格項在對數(shù)線性化處理過程中“近似掉”。而在三部門新凱恩斯模型中，部門間廠商的價格調(diào)整頻率存在差異可以在部門NKPC和總體經(jīng)濟(jì)NKPC明確引入相對價格項即pk-pkt。由此在模型經(jīng)濟(jì)中引入部門需求轉(zhuǎn)換機(jī)制。

由于經(jīng)濟(jì)中隸屬不同產(chǎn)業(yè)部門的廠商在產(chǎn)品價格調(diào)整的頻率存在差異，外生沖擊造成廠商價格調(diào)整幅度的差異，從而造成部門間需求轉(zhuǎn)移。Carlstrom等(2006)[25]指出當(dāng)部門間勞動力無法自由流動時，部門間價格粘性程度的差異會使得總體的通脹和產(chǎn)出受到部門間相對價格的影響。正如Flamini等(2012)[13]指出，部門間需求轉(zhuǎn)換機(jī)制是減輕外生沖擊的重要機(jī)制。具體而言，當(dāng)經(jīng)濟(jì)遭受沖擊時，粘性價格程度高的部門經(jīng)歷較小的部門價格水平變化，而粘性價格程度低的部門經(jīng)歷較大的部門價格水平變化，從而造成部門間價格水平的差異，引起需求在不同部門間轉(zhuǎn)移，產(chǎn)業(yè)部門變動得到緩和，從而增強(qiáng)整體經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)性。

3.部門間廠商價格調(diào)整的策略性互補效應(yīng)。部門特定性勞動導(dǎo)致在模型中引入實際剛性因素，實際剛性和名義價格調(diào)整摩擦相互導(dǎo)致部門間廠商價格制定策略性互補效應(yīng)顯著增強(qiáng)(Carvalho，2006)[26]。具體而言：由于不同產(chǎn)業(yè)部門廠商價格調(diào)整存在顯著策略互補效應(yīng)，使得價格調(diào)整頻率較高部門廠商的決策受到價格調(diào)整頻率較低部門廠商影響。由于后者價格調(diào)整頻率較低，前者不希望將價格設(shè)定過于偏離長期穩(wěn)態(tài)水平，否則會導(dǎo)致本部門產(chǎn)品需求較大份額轉(zhuǎn)移至后者，造成自身生產(chǎn)利潤損失。因此價格頻率較高廠商的價格調(diào)整幅度低于單部門新凱恩斯模型中廠商的情形。同樣，價格調(diào)整頻率較低廠商的決策也會受到影響，促使其調(diào)整價格，但程度較小，由此不同調(diào)整頻率廠商不成比例的效應(yīng)存在。這樣經(jīng)濟(jì)的總體價格粘性程度增大，價格粘性機(jī)制的“經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定器”效應(yīng)更加顯著。

此外Flamini等(2012)[13]指出相對價格引起的部門間需求轉(zhuǎn)換機(jī)制的大小取決家庭消費的一攬子產(chǎn)品和不同部門產(chǎn)品的替代彈性。當(dāng)一個部門的產(chǎn)品價格相對與另一個部門提高時，產(chǎn)品需求會從前者轉(zhuǎn)移至后者，其規(guī)模與后者的產(chǎn)業(yè)規(guī)模和部門間的產(chǎn)品替代彈性成正比。因此當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)的相對規(guī)模上升，而第一產(chǎn)業(yè)的規(guī)模顯著下降的情形下，部門需求轉(zhuǎn)換機(jī)制放大，經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性增強(qiáng)。

(三) 模型經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定機(jī)制的圖示分析

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通過部門價格粘性異質(zhì)性渠道對外生沖擊產(chǎn)生熨平效果，增強(qiáng)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性。為了深入理解產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)波動熨平效果的四種機(jī)制，本部分采用AD-AS曲線進(jìn)行闡述說明。為得到比較簡潔的AD曲線和AS曲線數(shù)理表達(dá)式，假設(shè)模型經(jīng)濟(jì)中不存在政府消費。利用根據(jù)式(27)、(28)和(33)整理得到經(jīng)濟(jì)的AD曲線：

(37)

根據(jù)AD曲線可知，給定總產(chǎn)出缺口預(yù)期Eyt+1、通貨膨脹缺口預(yù)期Eπt+1和貨幣沖擊vt，當(dāng)期通脹缺口πt和總產(chǎn)出缺口yt呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，其系數(shù)大小為σ(1+φy)/φπ。注意到，經(jīng)濟(jì)主體預(yù)期即Eyt+1和Eπt+1以及貨幣沖擊vt決定了AD曲線在(πt,yt)空間的位置。由于外生沖擊會對產(chǎn)出缺口yt狀況和通貨膨脹缺口πt產(chǎn)生影響，央行則根據(jù)貨幣規(guī)則對利率it進(jìn)行逆周期調(diào)節(jié)，由此通過對總需求的調(diào)節(jié)實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定。同樣，當(dāng)政府還可以其他方式(例如可信的反通脹措施)對經(jīng)濟(jì)主體預(yù)期產(chǎn)生影響，進(jìn)而調(diào)節(jié)總需求。

根據(jù)式(30)和(31)得到經(jīng)濟(jì)的AS曲線：

(38)

圖2 當(dāng)經(jīng)濟(jì)受到技術(shù)沖擊時，總產(chǎn)出和通貨膨脹變動的AD-AS圖示

鑒于模型經(jīng)濟(jì)對不同性質(zhì)沖擊反應(yīng)的差異，本文接下來利用AD-AS曲線分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)波動熨平的具體機(jī)制。這里暫不考慮貨幣政策對經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定效應(yīng)以及經(jīng)濟(jì)主體的預(yù)期效應(yīng)，即預(yù)期項Eπt+1和Eyt+1均設(shè)定為零，并且僅考慮外生沖擊對模型經(jīng)濟(jì)的當(dāng)期效應(yīng)。假設(shè)初始時刻經(jīng)濟(jì)處于穩(wěn)態(tài)水平，如圖2顯示AD曲線和AS曲線相交于原點A。

圖3 經(jīng)濟(jì)受到貨幣沖擊時，總產(chǎn)出和通貨膨脹變動的AD-AS圖示

當(dāng)經(jīng)濟(jì)僅受到正向的貨幣沖擊時，經(jīng)濟(jì)中流通的名義貨幣數(shù)量增加，產(chǎn)品價格粘性因素的存在使得名義貨幣增長率大于通貨膨脹的變動，帶來實際貨幣余額的增加，進(jìn)而導(dǎo)致實際利率降低和總需求增加，引起總需求曲線向右移動，如圖3所示。當(dāng)經(jīng)濟(jì)中的價格粘性程度越高時，貨幣沖擊導(dǎo)致的實際需求變動越大，導(dǎo)致總需求曲線移動幅度越大，如AD1曲線和AD2曲線所示。此外，在AD曲線移動相同幅度的情形下，AS曲線的斜率越小即經(jīng)濟(jì)中的價格粘性程度越高，貨幣沖擊對通貨膨脹的影響越小，而對產(chǎn)出的影響越大，如點B和點C所示。因此，經(jīng)濟(jì)中價格粘性程度越高，需求沖擊對產(chǎn)出的影響越大，而對通脹的影響越小。這說明：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級通過部門間價格粘性異質(zhì)性渠道導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)的總體價格粘性程度提高，由此經(jīng)濟(jì)抵御源自需求沖擊的價格波動得到增強(qiáng)，有利于經(jīng)濟(jì)總體價格水平穩(wěn)定。正如Summers(2005)[31]所言，穩(wěn)定的物價水平進(jìn)一步會通過多種方式促進(jìn)產(chǎn)出的穩(wěn)增長：低通脹降低諸如源自稅收等的名義扭曲；更穩(wěn)定的通脹率同樣會降低企業(yè)投資決策面臨的不確定性；在某種程度上，穩(wěn)定且低水平的實際通脹率會轉(zhuǎn)化為穩(wěn)定且低水平的通脹預(yù)期，從而有利于政策制定者采取更加靈活的方式應(yīng)對未預(yù)料到的沖擊事件。此外，本質(zhì)上來說，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級帶來的價格粘性程度的提高可視為貨幣政策實施環(huán)境的改善，從而有助于貨幣政策實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的目的。

四、 參數(shù)校準(zhǔn)與模擬結(jié)果分析

(一) 模型參數(shù)校準(zhǔn)

(二) 數(shù)值模擬結(jié)果分析

本文使用季度數(shù)據(jù)計算各變量波動大小。數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、CCER數(shù)據(jù)庫以及中國統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫，涉及GDP、三大產(chǎn)業(yè)的GDP、消費、銀行7天同業(yè)拆借利率和季度CPI等變量。這里，季度消費以國家公布月度的社會零售商品總額數(shù)據(jù)加總得到，季度CPI按照馬文濤和魏福成(2011)[35]的處理方法得到。考慮到價格因素的影響，產(chǎn)值和消費數(shù)據(jù)以1992年第一季度為基期并通過季度CPI指數(shù)折減。此外通過X-12方法對各個時間序列進(jìn)行季度調(diào)整消除季節(jié)因素的影響，然后取對數(shù)。為了與其他文獻(xiàn)具有可比性，本文采用HP濾波方法得到波動序列，計算經(jīng)濟(jì)變量的波動大小，這里季度數(shù)據(jù)的λ取1600，具體結(jié)果見表1。本文的數(shù)值模擬結(jié)果利用DYNARE軟件包實現(xiàn)。為了體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素的重要性，本文將校準(zhǔn)和模擬不考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的單部門新凱恩斯模型，并比較這兩個模型的模擬結(jié)果，其結(jié)果見表1。

就總產(chǎn)出波動性而言，整個樣本期內(nèi)實際總產(chǎn)出的波動為1.34%。單部門新凱恩斯模型模擬的波動性為2.32%，遠(yuǎn)大于實際值，Kydland-Prescott方差比率為173.1%；而考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的三部門新凱恩斯模型的模擬結(jié)果為1.67%，Kydland-Prescott方差比率為124.6%，與實際經(jīng)濟(jì)更為接近，且明顯小于單部門新凱恩斯模型模擬的產(chǎn)出標(biāo)準(zhǔn)差。

就三大產(chǎn)業(yè)波動性而言，在整個樣本期內(nèi)第一、二、三產(chǎn)業(yè)的波動性均大于總產(chǎn)出的波動性，符合孫廣生(2006)[17]的研究結(jié)果。其中，第一產(chǎn)業(yè)的波動性最大，為2.72%，第二、三產(chǎn)業(yè)的波動性分別為2.13%和1.85%。單部門的新凱恩斯模型沒有考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素，則無法再現(xiàn)上述事實；而考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的三部門新凱恩斯模型模擬的三次產(chǎn)業(yè)波動標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.50%、2.17%和1.69%，Kydland-Prescott方差比率分別為91.9%、101.9%和91.4%，說明模型能夠分別解釋三次產(chǎn)業(yè)波動的91.9%、101.9%和91.4%，能夠刻畫第一、二、三產(chǎn)業(yè)的波動性均大于總產(chǎn)出波動的特征事實，且模擬的波動性排序與實際經(jīng)濟(jì)完全吻合。

就消費的波動性而言，整個樣本期內(nèi)波動性為1.97%，單部門新凱恩斯模型模擬的波動性為2.39%，大于實際數(shù)值，Kydland-Prescott方差比率為121.3%。而考慮經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的三部門新凱恩斯模型的模擬結(jié)果則極大改善，為1.71%，Kydland-Prescott方差比率為86.8%，更加符合實際經(jīng)濟(jì)數(shù)值。

通過比較不難發(fā)現(xiàn)，考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素的三部門新凱恩斯模型模擬的總產(chǎn)出和消費的波動性明顯小于單部門新凱恩斯模型。由于兩種類型模型數(shù)值模擬均使用相同的外生沖擊結(jié)構(gòu)參數(shù)賦值，這意味產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對外生沖擊起到了緩沖效果，從而增強(qiáng)了經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性。根據(jù)本文第三部分的分析，在經(jīng)濟(jì)均衡狀態(tài)下的單部門的新凱恩斯模型中，所有廠商均相同且選擇相同價格，這導(dǎo)致模型無法刻畫部門需求轉(zhuǎn)換機(jī)制熨平經(jīng)濟(jì)波動的效果；而三部門的新凱恩斯模型考慮了部門價格粘性異質(zhì)性因素所導(dǎo)致的部門需求轉(zhuǎn)換機(jī)制，明確在模型中引入相對價格項pk-pkt。以產(chǎn)出為例，單部門模型模擬的產(chǎn)出波動為2.32%，而多部門模型模擬的結(jié)果僅為1.67%，熨平經(jīng)濟(jì)波動的效果為28.0%。這說明：當(dāng)經(jīng)濟(jì)遭受外生沖擊時，由于部門價格粘性異質(zhì)性的存在，外生沖擊導(dǎo)致部門價格調(diào)整的異質(zhì)性，由此引發(fā)需求的部門間轉(zhuǎn)移，降低外生沖擊對經(jīng)濟(jì)的影響。此外，需要注意的是上述結(jié)果同樣隱含印證了廠商價格策略互補機(jī)制具有熨平經(jīng)濟(jì)波動的效果，這是由于多部門模型能夠刻畫廠商價格策略互補機(jī)制所導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)總體的價格粘性提高，而單部門模型則無法刻畫?？傊鲜瞿M結(jié)果印證了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的部門需求轉(zhuǎn)換機(jī)制和廠商價格策略互補機(jī)制是重要的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定機(jī)制。

此外，Bouakez等(2009)[29]和渠慎寧等(2012)[30]的研究，經(jīng)濟(jì)中不同產(chǎn)業(yè)部門存在明顯的價格粘性異質(zhì)性，農(nóng)業(yè)、制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的價格粘性程度依次增大。結(jié)合本文第三部門的分析，經(jīng)濟(jì)高漲時，價格粘性程度越高對經(jīng)濟(jì)價格水平上漲的抑制效果越顯著；當(dāng)經(jīng)濟(jì)面臨通縮風(fēng)險時，價格粘性程度越高意味對通縮的緩解效果越顯著。因此，粘性價格機(jī)制具有明顯的“逆周期”特征，價格粘性程度越高則其“逆周期”特征越顯著，從而其“經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定器”作用越明顯，這說明服務(wù)業(yè)的穩(wěn)定性最強(qiáng)，依次是制造業(yè)和農(nóng)業(yè)。同樣，表1中的三部門新凱恩斯模型模擬的三次產(chǎn)業(yè)的波動性分別為2.50%、2.17%和1.69%，印證了上述觀點，進(jìn)而說明粘性價格機(jī)制是重要的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定器。同時上述結(jié)果也反映，發(fā)展服務(wù)業(yè)是政府增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性的一種重要途徑，有助于政府在短期平抑價格的過度波動。

總之，三部門的新凱恩斯模型模擬結(jié)果明顯優(yōu)于單部門新凱恩斯模型，而且能夠再現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的波動性均大于總產(chǎn)出波動的特征事實。因此，在討論中國經(jīng)濟(jì)波動問題的過程中，學(xué)者在構(gòu)建模型時需要考慮基于不同產(chǎn)業(yè)的部門模型，忽視上述問題會導(dǎo)致模型解釋力度的下降，同時忽略了經(jīng)濟(jì)中存在的重要穩(wěn)定機(jī)制。

表1 模型模擬結(jié)果比較分析

注:Kydland-Prescott方差比率在真實經(jīng)濟(jì)周期模型的數(shù)值模擬比較常見，在新凱恩斯模型中比較少見。這里，采用該指標(biāo)主要基于考察模型在多大程度上能夠再現(xiàn)現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)變量的波動狀況。相關(guān)系數(shù)是指各變量與產(chǎn)出的同期相關(guān)系數(shù)。

(三) 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟(jì)波動的熨平效果分析

圖4 1978-2016年中國三次產(chǎn)業(yè)份額變動數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局。

圖4顯示改革開放后中國三大產(chǎn)業(yè)相對規(guī)模具體變化趨勢：經(jīng)濟(jì)逐漸由第一、二產(chǎn)業(yè)主導(dǎo)向第二、三產(chǎn)業(yè)主導(dǎo)轉(zhuǎn)變。其中，第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重相對穩(wěn)定，維持在45%左右，而第一產(chǎn)業(yè)則從1978年的28.2%下降到2016年的8.2%，第三產(chǎn)業(yè)則從1978年的23.9%上升到2016年的50.4%。這說明中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級，正經(jīng)歷“庫茲涅茨現(xiàn)象”。*一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)值和就業(yè)份額下降，工業(yè)和服務(wù)業(yè)的產(chǎn)值與就業(yè)份額上升的現(xiàn)象稱為“庫茲涅茨現(xiàn)象”。

圖5 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動性影響

五、 結(jié) 論

本文在構(gòu)建三部門的新凱恩斯模型基礎(chǔ)上研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與中國宏觀經(jīng)濟(jì)波動的關(guān)系。首先，通過將三部門的新凱恩斯模型作對數(shù)線性化處理，細(xì)致研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素通過部門價格粘性異質(zhì)性渠道對經(jīng)濟(jì)波動產(chǎn)生熨平效果的四種具體機(jī)制：粘性價格機(jī)制、需求轉(zhuǎn)化機(jī)制、廠商價格調(diào)整的策略性互補效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)相對規(guī)模變動效應(yīng)。其次，通過將單部門新凱恩斯模型與蘊含產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的三部門新凱恩斯模型的數(shù)值模擬結(jié)果與現(xiàn)實主要宏觀變量的波動性作比較，進(jìn)而從定量角度考察了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定機(jī)制對經(jīng)濟(jì)波動的熨平效果，此外發(fā)現(xiàn)后者的模擬效果明顯優(yōu)于前者，能夠很好再現(xiàn)三大產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出波動性大于總產(chǎn)出波動性的特征事實，這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素對模型構(gòu)建是非常必要的，否則將導(dǎo)致模型解釋力度下降，同時忽略了經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的影響。最后，通過考察三大產(chǎn)業(yè)相對規(guī)模變化對經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性的影響，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有熨平經(jīng)濟(jì)波動的效應(yīng)。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，為實現(xiàn)新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)增長并促進(jìn)“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”，政府應(yīng)該在保證第一產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)地位前提下，優(yōu)化第二、三產(chǎn)業(yè)，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)一步升級。在政策制定和實施過程中應(yīng)注意以下幾點：第一，依托服務(wù)業(yè)的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定器作用實現(xiàn)穩(wěn)定的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境，促進(jìn)密集使用差異化產(chǎn)品部門的技術(shù)進(jìn)步與發(fā)展，提升制造業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(王永進(jìn)和盛丹，2013)[2]，從而進(jìn)一步增強(qiáng)宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性，由此形成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的良性互動；第二，在促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展過程中，應(yīng)避免人為“拔高”服務(wù)業(yè)，否則服務(wù)業(yè)會因“勞動要素成本上升”和“缺乏制造業(yè)的需求拉動”出現(xiàn)效率提升困難；第三，加強(qiáng)服務(wù)業(yè)和制造業(yè)之間的良性互動，保持二者的均衡發(fā)展態(tài)勢，不應(yīng)顧此失彼，避免過度強(qiáng)調(diào)某一產(chǎn)業(yè)發(fā)展，在有效發(fā)揮服務(wù)業(yè)“穩(wěn)增長”的基礎(chǔ)上，努力構(gòu)建制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的有效融合互動發(fā)展機(jī)制。