张 恒，王 彬

(1、西安交通大学经济与金融学院，陕西西安710049;2、中国人民银行天津分行，天津300040)

一、引 言

改革开放以来，伴随着GDP的高速增长，我国经济也经受了来自于不同领域、不同层面、不同时期的随机冲击，如社会技术进步、国际金融危机、货币政策调控、市场偏好改变、供给与需求作用、产出与成本变化、自然灾害与战争、国家间政治因素等外生冲击。毋庸置疑，这是引发我国宏观经济大幅波动及通货膨胀等现象的多重诱因。为弱化冲击因素对我国经济波动的影响，稳定和提高社会福利，我国十分重视宏观经济政策在经济周期波动中的调控作用。事实上，纵观全球经济领域，世界各国政府也普遍通过中央银行等宏观调控部门，结合国际、国内错综复杂的政治与经济形势，制定和出台适当的经济政策来调控宏观经济，以减小国家经济的波动。

在关于宏观经济随机冲击因素的研究中，各个学派学者们从各自的视角给出了不同解释。如凯恩斯主义、货币主义学派的Friedman提出产出短期波动的主要原因是需求的冲击［1］，Prescott从实际经济周期理论的角度提出技术冲击是产出短期波动的主要因素［2］。新凯恩斯学派Gordon则将价格与工资黏性这类微观基础作为产出短期波动的诱因［3］。现代计量经济学家则使用应用数据分解技术等分析方法，对真实的产出序列进行分解，以证明需求或供给冲击对产出波动的作用。经济周期(Real Business Cycles)理论学者强调利用新古典增长模型，引入了实际冲击(技术冲击、政府采购等)证明经济波动情况，认为货币冲击无法解释波动原因。反之，新凯恩斯主义理论的研究者强调货币冲击是经济波动的重要诱因。以Goodfriend等为代表的学者将以上两种相悖的观点融合为新兴新古典综合(New N neoclassical Synthesis)［4］。Cooley等通过假设消费行为受现金先行约束，即经济主体先持有一定数量的货币才可进行消费［5］。Hairault，等在 RBC效用函数模型中融入货币因素，当随机冲击出现时，在货币先行模型中的通过新波动机制来预测未来的通货膨胀，并通过减少劳动时间、降低产出、减少收入等来减少货币持有量，引起的新的经济波动［6］。国内利用RBC理论研究货币冲击影响中国经济波动的有卜永祥等，他们通过建立一个固定劳动供给的RBC模型，验证中国1980年至2001年的经济波动特征，并引入货币冲击因素，依据实际数据描述了统计特征［7］。胡永刚等在RBC模型中模拟了流动性约束对中国经济波动的影响［8］。Beveridge＆Nelson在建立ARIMA模型分析的基础上，将GNP分解为持久随机趋势与短期内平稳的随机过程求和［9］。Spencer研究提出供给和需求冲击对美国的GDP及价格水平具有动态效应，分别指出需求冲击长期正向作用于市场价格，而供给冲击则存在长期的负向影响;需求冲击对GDP具有短期的正向影响，而供给冲击对GDP有长期的正向影响［10］。Michael以德国、美国和英国为研究对象，在利用分解方法研究后提出，国家经济产出和通货膨胀的波动主要原因是供给的冲击;在研究日本、瑞典后提出，供给冲击影响产出波动，而需求冲击带来通货膨胀波动［11］。Mio在对1970年后日本通货膨胀和产出的波动分解研究后提出，供给冲击和需求冲击是主要影响因素［12］。上述研究方法将随机冲击中的需求、供给冲击分解，分别研究两种冲击对经济波动影响的动态效应。但识别SVAR模型的前提条件是假定供给冲击与需求冲击不相关，但在实际经济运行时，往往供给与需求相关，需调整分析的结果。Cover et al.利用AS-AD模型结合上述方法的研究中，淡化对供给冲击和需求冲击不相关的假定，发现二者密切相关，且需求冲击更为重要［13］。Enders提出，制定通货膨胀目标制的国家，供给与需求冲击密切相关［14］。

在我国经济研究的学术领域，刘树成将随机冲击作为经济波动与经济周期产生的诱因［15］。赵留彦通过数据分析研究发现，需求冲击对产出增长短期有正向影响，但产出波动主要由供给冲击决定［16］。徐高对1978-2006年的年度数据研究提出，就通胀而言，供给冲击产生正向效应，需求冲击产生负向效应［17］。2008年，美国金融危机带给我国出口型企业负向的需求冲击，按照新凯恩斯学派的理论，企业面对负向需求冲击，首当其冲的是降低产出，导致失业率上升，进而对总供给产生负向冲击。

据此，本文在总结现有文献研究的基础上，结合结构向量自回归模型(SVAR)和动态随机一般均衡框架，从经验事实到理论解读逐次递进，对我国宏观经济波动中存在的一些典型随机冲击因素这一问题进行详细阐述。本文具体的安排如下:第二节基于SVAR考察随机冲击对我国宏观经济影响的经验事实，结合 Blanchard and Quah 的研究方法［18］，分解出影响宏观经济波动的供给、需求和政策等结构性冲击因素。第三节进一步建立一个包括多重随机冲击因素的新凯恩斯动态随机一般均衡框架(Neo-Keynesian Dynamic Stochastic Equilibrium Model，NK-DSGE)，从理论层面研究随机冲击对我国宏观经济的作用机制和特征。在此基础上，本文在最后一节给出了结论与政策建议。

二、随机冲击与宏观经济波动:基于SVAR模型的经验事实

本节考察随机冲击对宏观经济波动影响的经验事实。考虑到普通VAR模型和协整方程无法对影响宏观经济的各种结构性冲击进行识别和区分，我们首先构建一个施加长期约束的包含供给、需求以及货币政策的结构向量自回归模型，然后基于Blanchard and Quah(1989)方法，解构出供给、需求和货币政策等因素对宏观经济波动的冲击效应。其中，供给冲击代表实际产出的长期增长，可以理解为技术进步、生产效率提高层面的冲击，需求冲击代表短期内消费、投资、政府支出方面的需求变化对宏观经济引起的波动效应，货币政策冲击代表了货币供给层面变化对宏观经济的影响。

(一)SVAR模型的构建

本文首先构建结构化向量自回归模型如下，

其中，rgdpt，cpt，rmt分别代表了同比实际产出增长率、消费者价格指数、货币供给增长率。Dij(L)是滞后算子，代表了各期内第j种结构化冲击对第i个内生变量影响的累计情况。μrgdp，t，μcpi，t，μrm，t分别为结构化冲击中的供给冲击、需求冲击和货币冲击。上式可进一步写为:

其中 Xt(rgdpt，cpit，rmt)′，μt(μrgdp，t，μcpi，t，μrm，t)′。设定结构化冲击为互相之间不存在序列相关的白噪声序列。

对于D(l)的估计，可以通过事先估算简化的VAR方程计算得到。具体过程为，首先估计出滞后阶数为p的简化式VAR(q):

在VAR系统满足平稳性条件时可将其写为无穷阶的VMA(∞)形式:

C(L)=B(L)-1，C(L)=C0+C1L+C2L2+ …，C0=I3。因为(2)等于(4)，有C(L)εt=D(L)μt。又由于 C0=I3，因此 εt=D(0)μt，从而

同 时 E(εtε′t)=D(0)E(μtμ′t)D(0)′ =D(0)D(0)′=∑，εt的方差协方差矩阵。根据以上可以得到关于D(0)的10个方程。考虑到D(0)中包含有9个未知数，尚需要6个约束条件。我们对上述(1)式施加了三个长期约束条件。长期来看，供给之外的冲击都不会对实际产出构成影响，因此有:D12(L)，D13(L)=0。另外，货币供应量由中央银行给定，在短期内货币供给会受到需求的影响，但从长期来看，由于需求存在着上下波动，因此对货币供应量的叠加效应长期累积应当为零，即D23(L)=0。由此，我们得到包含长期约束条件的结构向量自回归模型如下:

据此，我们得到了关于D(0)的9个长期约束条件。可以求解出矩阵D(0)。我们在估计了施加长期约束的SVAR模型后，可以利用εt=D(0)μt求解出μt。根据 Xt=D(0)μt+D(1)μt-1+ … + … =D(L)μt，宏观变量 xit可以写为:

(二)SVAR模型的估计

1.数据的选取

在SVAR估计中，我们选取同比月度数据。根据数据的可得性，本节选取1996年1季度到2012年4季度的实际产出同比增长率(RGDP)、同比通货膨胀率(CPI)、货币同比增长率(RM)作为模型估计所需要的变量。名义变量除以定基的CPI得到相应的实际值。数据来源为WIND数据库。在估计之前，首先对变量平稳性进行检验，表1的结果表明这些变量的检验结果。

表1 变量的ADF检验

根据AIC和SC原则，简化式VAR最优滞后阶数为4阶。在此基础上估计施加了长期约束的SVAR模型，得到长期响应矩阵D(L)和矩阵A，B，限于篇幅正文没有给出。

2.结构性冲击的分解及其动态冲击效应

在估计了施加长期约束的SVAR模型后，利用εt=D(0)μt求解出μt，此即我们所关注的结构性冲击。根据(3)、(4)以及C(L)=B(L)-1，我们可以得到各变量对结构性冲击的脉冲响应。关于结构性冲击对通货膨胀的脉冲效应。我们也可以看到，在供给层面的冲击下，通货膨胀的负向响应，在大约第5个季度时的响应最大，达到-3%，随后开始逐渐趋于平稳。供给层面的冲击可以理解为技术进步、生产效率提高，这些因素的作用会减少通货膨胀的上行压力。从需求的层面来看，通货膨胀会出现正向的脉冲相应，在第6个季度时达到最大，大约在3.5%左右，这说明需求冲击对通货膨胀具有明显的推升作用。货币政策冲击(数量型)对通货膨胀具有正向推动作用，大约在9个季度左右达到4%的峰值，说明货币政策对通货膨胀的作用时滞相对于供给、需求的冲击较长。关于结构性冲击对实际产出增长率的脉冲效应。从中我们还可以发现，供给需求冲击对产出的作用最为显著。相比于供给需求冲击，货币政策的作用效果要小得多，货币政策冲击的峰值效应大约在0.8%左右。这说明技术进步、生产效率提高以及需求扩张能够显著推动经济增长，仅仅依靠政策调控对经济增长的作用力度和空间都十分有限。

图1-1 通货膨胀对供给冲击的脉冲响应

图1-2 通货膨胀对需求冲击的脉冲响应

图1-3 通货膨胀对货币冲击的脉冲响应

图1-4 产出增长对供给冲击的脉冲响应

图1-5 产出增长对需求冲击的脉冲响应

图1-6 产出增长对货币冲击的脉冲响应

三、随机冲击与宏观经济波动:基于NK-DSGE框架的理论解读

上一节我们基于SVAR模型研究了随机冲击对我国宏观经济影响的经验事实，分解出能够影响产出增长和通货膨胀波动的供给、需求、货币结构性冲击因素。经验事实研究不能够对这一问题进行详细的理论分析，结构性冲击对宏观经济的传导机制也不能得到充分体现。因此，为更深入理解蕴含在我国宏观经济波动中的随机冲击效应，我们构建一个新凯恩斯动态随机一般均衡模型(NK-DSGE)，引入垄断竞争和工资刚性来更好地刻画中国经济运行特征，通过该理论框架对上一节SVAR的经验事实进行深度解读。需要指出的是，中国经济中存在大量垄断竞争行业和寡头垄断行业，如电力、通讯、能源、交通，等行业。同时，不同行业和不同性质企业的工资调整是交错的、非同步的，这使得工资表现出刚性特征。从定性角度看，垄断竞争和工资刚性与中国现实经济特点相一致，两者在宏观经济运行中具有关键作用。

1.家庭

代表性家庭的效用函数:

预算约束为:

其中，家庭持有债券Bj，t，该债券是只有一期的证券。当期收入和从债券获得的收益可以用于消费和投资。Tj，t为一次性总税收。

(1)消费、储蓄行为与消费结构

根据家庭的目标函数和预算约束式，求得一阶最优条件为:

(2)劳动供给决策与工资设定方程

以上公式表明，每个家庭实际上都给出了相同的最优工资，因此个人可以采用代替。假定工资在调整时，有(1-ξw)比例调整到最优工资，有ξw比例不能达到最优工资，只是根据Wj，t=(Pt-1/Pt-2)γwWj，t-1的工资演进方程进行变动，因此总的工资调整机制为:

(3)投资和资本积累

家庭将其拥有的资本积累出租给中间品生产厂商，其出租回报率为。事实上，家庭在资本形成方面的这两种行为对于之前消费来看都会产生相应的成本。家庭通过选择资本积累、投资和资本利用率来最大化自身的目标函数。资本积累方程为:

其中，It为总投资，τ为资本利用率，资本调整成本函数S(·)是一个关于投资的凸函数。当投资达到均衡稳态时，资本调整成本函数 S(·)=0。根据CEE(2001)，我们设定该调整成本函数在均衡附近的一阶微分近似为零S′(·)。由此，成本调整函数在均衡附近的表达仅仅依赖于其二阶微分S″(·)。在资本调整方程中，我们引入投资冲击εI，t，该冲击遵循一阶自回归过程，误差项为白噪声。

根据资本实际价值、投资和资本利用率的含义所得到一阶相关条件分别为，其中Qt是资本品相对于消费品的价格:

2.最终品生产者

其中pj，t为j型中间产品的价格，Pt为最终产品的价格。在完全竞争的最终产品市场条件下，最终产品市场总体价格可以表示为:

3.中间品生产者

其中，At为技术水平，Wt为名义工资，Lt为劳动力市场需求，Rk，t为名义资本收益，Kt为资本存量。由此得到中间品生产者最优决策的一阶条件为:

按照Calvo的思路［25］，每期厂商j所生产的产品j的价格有ξp的概率维持上一期价格Pj，t-1不变，有1-ξp的概率调整到最优价格。零售商j的利润函数为:

式(11)表示零售商j通过最优价格来最大化其利润现值，式(12)为零售商j面临的国内产品需求函数。由此t期零售商j的最优价格一阶条件为:

考虑到零售商产品虽然具有差异化，但同质性决定了所有产品零售价格均为，因此以上最优一阶条件可以进一步写为:

由上式可知，当国内产品价格为灵活调整(flexible)时，ξp=0，实际边际成本为mc=(ε-1)/ε。产品的总价格Pt调整机制为:

4.市场均衡

最终产品市场处于均衡的条件是:总供给等于家庭消费、投资和政府支出所组成的总需求:Yt=Ct+It+Gt

5.中央银行货币政策

考虑到我国当前货币政策调控中数量型货币政策工具占有极为重要的地位和作用，我们在这里可以采用以麦克勒姆规则形式的货币政策机制来模拟中央银行货币政策调控。按照麦克勒姆规则(Mc-Callum Rule)，我们设定货币供给根据通货膨胀和实际产出增长进行逆向调整，同时具有很强的货币政策调控的平滑性。货币政策调控函数为:

其中，该货币政策规则表明政府的通货膨胀目标是π*，产出目标是 Y*为一阶自回归形式的货币政策冲击，随机项ην，t服从均值为0正态分布。

6.模型经济的冲击

我们给出了经济可能受到八种外生冲击包括技术、偏好冲击、投资、价格加成、工资加成、货币政策、财政政策，这些冲击均遵循一阶自回归过程，代表了冲击的持续性，随机扰动项的先验分布均服从Inv_Gamma的形式。关于模型的稳态和对数线性化，限于篇幅没有给出，可以向作者索要。

四、NK-DSGE模型的估计与脉冲响应模拟

(一)NK-DSGE模型的估计

本文所用到的七组可观测变量中，采用国内生产总值、社会零售品销售总额、城镇固定资产投资、公共财政支出、环比CPI、货币供给M2、季度末就业人数分别作为产出y、消费c、投资i、财政支出g、通货膨胀率CPI、货币供给增长率ω、劳动供给l的代理变量。季节调整后的产出、消费、投资、财政支出除以定基比的CPI得到相应的实际数据。所有数据来自Wind数据库。根据数据的可得性，我们的数据选取区间为2002年2季度月到2012年4季度。其中的月度数据转换为相应的季度数据。

本文运用贝叶斯估计方法(Bayesian Estimation)估计模型参数。对于贴现因子β、消费惯性系数h，国内产品零售商价格不变概率ξp，国内货币政策平滑因子ρR，价格与工资加成比率λp，λw，资本产出弹性α，劳动力产出弹性α2，资本折旧率δ，技术进步、财政支出的一阶自回归系数均处于0到1之间，其先验概率分布可设定为Beta分布。根据Zhang的计算方法，得到其先验分布的均值为0.9869［19］。消费惯性系数h代表了家庭之间的攀比效应(Catching up with Jones Effect)，Smets and Wouters、Christiano、Eichenbaum and Evans对这一系数在 0.5到0.8之间［20］，本文将其先验分布设定为先验均值等于0.6的beta分布。关于国内产品零售价格的粘性概率ξp，假定其价格每年进行一次调整，则季度调整的概率为0.25，不调整的概率为0.75。按照与价格粘性相同的假设，工资调整的粘性概率设为0.75。资本产出弹性α设为0.5。设每年资本折旧为10%，则季度折旧率δ为0.025。根据Smets and Wouters(2003)，价格与工资加成比率λp和λw均设为0.15。其他外生冲击的一阶自回归系数均设为0.5。对于跨期替代弹性的倒数，即风险规避系数σ，劳动供给弹性的倒数φ，以及国内货币政策中对通货膨胀预期的反应系数ΦR，π，对产出的反应系数ΦR，Y，对汇率反应系数 ΦR，q的取值范围在(0，∞］内，大多数国内外文献认为，这类参数的可设置的先验概率分布包括均匀分布、Beta分布、Gamma分布以及正态分布(Smets and Wouters;Negro and Schorfheide;刘斌，等)［21］，由于无法确定上述参数真实值与1的关系，排除均匀分布和Beta分布，而正态分布的取值范围在(-∞，∞)，范围过大，没有充分利用参数的现有信息，影响贝叶斯估计的有效性，故确定上述参数的先验概率分布为Gamma分布。关于跨期替代弹性倒数(风险厌恶系数)，顾六宝和肖红叶根据欧拉公式和Arrow-Pratt风险测度得到的结果分别为3.169和3.916，本文取两者的均值为3.565［24］。动力供给对实际工资弹性倒数φ越小，表明劳动供给弹性越大，劳动供给对工资变化越敏感，Smets and Wouters取之为4、王君斌认为3 比较合理［25］，黄志刚给出的是 5［26］，本文取其平均值为4。l作为劳动力供给的替代弹性，刘斌、Zhang的取值为2，本文亦选取同样数值。利用最小二乘法对国内货币政策反应函数方程进行回归，得到相应参数的估计结果作为其对应的先验均值分布。限于篇幅，参数的贝叶斯估计结果没有给出，如有需要，可向作者索要。

图2 通货膨胀对外生冲击的脉冲响应

图3 产出增长对外生冲击的脉冲响应

1.通货膨胀对随机冲击的脉冲响应(见图2)

限于篇幅，本文正文仅讨论通胀和产出对随机冲击的脉冲响应。从图2可以看到，技术冲击使得通货膨胀出现下降、产出上升。这一结果表明，技术冲击作为宏观经济供给层面一个重要的冲击因素，能够显著改变经济体系中供给与需求之间力量的均衡，在供给增加的条件下导致了通货膨胀下降和产出的上升。扩张性财政货币政策推高了产出和通货膨胀，其中财政政策的作用力度更为显著。价格加成和工资加成提高社会价格总水平和生产成本，对通胀有推动作用，但这些名义变量的上升会对产出施加紧缩作用。偏好、投资冲击增加了消费与投资，需求加大导致通胀出现上升。总的来看，从外生冲击对通货膨胀、产出的影响力度来看，偏好与投资、财政政策、价格加成等需求层面的冲击效应较大。说明来自需求层面的冲击是我国宏观经济波动最重要的因素。这与之前SVAR的模拟结果基本一致。

2.产出增长对随机冲击的脉冲响应(见图3)

图4-2 外生冲击对产出增长波动解释程度的比较

(二)外生冲击对通货膨胀波动解释程度的比较

图4给出了外生冲击下的通货膨胀波动的方差分解。可以看到，各个外生冲击对通货膨胀解释程度较为均衡，对产出增长的解释程度则表现出明显的差异性。具体来看，技术冲击作为供给层面的冲击，对产出波动的影响要显著大于通货膨胀，说明1992年以来社会主义市场经济体制确立所带来的制度红利以及2001年我国加入世界贸易组织以后比较优势得以有效释放等有利因素对我国经济增长具有长期稳定的支持效应，但对短期通货膨胀波动的影响力度则明显偏弱，说明通货膨胀波动更多取决于供给冲击以外的因素，特别是来自需求层面的冲击。投资冲击、偏好冲击代表了需求层面的冲击，其对经济波动的解释大于供给层面冲击。这说明长期以来，特别是2008年金融危机以前，以消费、投资、贸易为代表的三大需求是我国经济强劲增长的最主要的推动力量，我国经济波动更多地受到需求层面的作用，这也迫使我国宏观经济政策在一段时期内密集调整以应对经济过热的局面。金融危机发生初期，我国宏观经济面临严峻形势，在2009年末我国大规模经济政策实施后，经济暂时企稳回升，但随后2010-2011年的通货膨胀上行压力又使得之前扩张的宏观经济政策不得不重新调整。2012年以来，经济潜在增长率下滑倒逼中央政府下调经济增长目标，政策效力边际递减的现实也使得继续实行大规模经济刺激的可操作空间大为缩减，由此造成目前我国宏观经济增速稳中有降、宏观调控政策整体上处于不松不紧的中性状态。因此，正如图4中所示，近期政策冲击在我国经济宏观经济特别是其中的产出增长波动中的作用正在逐步消退，以投资为代表的需求层面冲击重新成为经济增长的最主要推动力。关于我国宏观经济调控政策的冲击效应，财政政策对经济波动的解释力度在多数时间高于货币政策，特别是在产出波动层面，说明财政政策是我国实现经济增长最为重要的需求管理政策。财政政策作为我国最重要的需求管理政策工具，在我国宏观调控中一直占据主动位置，且长期保持较为积极(扩张性)的政策导向，这对国内总需求和通货膨胀具有明显的拉动作用。一般情况下，为实现经济增长和合理的通货膨胀调控，我国货币政策调控则往往与财政政策形成合理搭配，依据宏观经济形势进行相对灵活调整。因此，货币政策松紧的情势变换频率要远大于财政政策，更多时候具有逆经济周期、烫平经济波动的特点，其对经济增长的影响力相对有限。但货币政策冲击对通货膨胀中的作用则要显著强于其对产出的影响，说明货币冲击因素的变化更容易增大通货膨胀的不确定性。一个明显的例证，在2010-2011年之间，我国面临较大的通货膨胀上行压力，这其中的一个重要原因在于，2009年以来我国推行的超常规宽松货币政策的通货膨胀效应开始显现出来。随着之后我国货币政策调控重点转向通货膨胀调控，货币政策整体趋向从紧，其对通货膨胀波动的作用也随之逐渐收缩，消费、投资等需求冲击成为近期通货膨胀波动的最主要因素。

五、总结与建议

改革开放以来，随着我国社会主义市场经济体制的逐步确立，我国宏观经济运行越来越多地受到市场因素以及各种随机冲击因素的影响。理解各类随机冲击对我国宏观经济的影响特征、制定相应政策意义重大。总的来看，结合NK-DSGE模型框架中的随机冲击对我国宏观经济的作用特征以及这些随机冲击所体现出的经济内在涵义，我们认为，应当准确理解和把握我国经济发展所依靠的长期和短期因素，提高宏观调控政策的针对性和有效性，妥善处理好经济领域深化改革与需求管理政策之间的协调性，使得我国经济能够规避短期剧烈波动，实现经济长期稳定增长。

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