李松华

（1.中国科学院 数学与系统科学研究院，北京 100190； 2.华北水利水电学院 经管院，河南 郑州 450011）

一 引 言

近年来，中国人民银行频繁运用利率工具调整宏观经济：2007～2008年，为了应对通货膨胀压力，央行连续6次上调金融机构人民币存贷款基准利率，至2008年2月金融机构一年期存款和贷款的基准利率分别提高到4.14%和7.47%；然而，2008年下半年开始，受美国次贷危机的影响，央行货币政策转为宽松，利率水平开始下调。那么，相对于越来越受到批评的货币供应量中介目标，利率能否发挥我国货币政策中介目标的作用呢？如果可以，则利率如何发挥其传导作用？鉴于此，本文关注利率作为我国货币政策中介目标的可行性，并分析利率冲击在我国经济中的具体传导途径。

现有文献关于利率传导的研究较多。彭方平、王少平利用动态面板数据模型，选取沪深两市651家上市公司作为截面单元，从微观角度实证检验了我国货币政策有效性问题。认为我国货币政策利率传导渠道是有效的［1］。徐龙炳、符戈［2］，周英章、蒋振声［3］也认为我国货币政策利率传导渠道存在，利率对实际经济有着切实的影响。然而，由于研究方法以及所采用数据的差异，学者们的研究结论并不一致。宋芳秀等对制造业上市公司的实证研究认为利率对投资的作用机制传导不畅，货币政策的利率传导渠道不存在［4］。

与上述仅仅检验货币政策利率传导渠道存在性的研究不同，本文关注利率变动是如何对我国GDP等总量指标产生影响的，即分析利率传导的具体途径。而上述研究所采用的简约化计量模型无法实现该研究目标，本文所构建的结构化动态随机一般均衡模型（DSGE）可以实现这一研究目标。

本文其余部分的结构安排如下：第二部分为模型构建，第三部分为数据来源介绍及极大似然方法的参数估计，第四部分为DSGE模型适用性分析，第五部分为利率冲击传导的脉冲响应分析，第六部分为本文的结论。

二 DSGE模型构建

本文模型主要采取了 CEE［5］和Ireland［6］的形式，但与CEE不同的是，本文完全指数化名义粘性工资和价格，货币政策采用修正的泰勒规则；与Ireland模型不同的是本文将粘性名义工资及投资调整成本纳入了模型框架，且采用Calvo［7］的“价格调整信号”引入名义粘性。本文的模型包含了3个经济主体：代表性家庭、代表性厂商和中央银行。

（一）代表性家庭的最优决策

假定经济中具有无限寿命的代表性家庭是连续的，j∈（0，1）。在每一期t＝0，1，2…，代表性家庭需作出一系列决策以最大化其一生的效用。这些决策包括：消费决定、资本积累决定、投资决定、工资决定即劳动供给决定，以及资产持有决定。本文假定家庭在消费和资产持有方面是同质的，而在工资决定即劳动供给方面是异质的。

代表性家庭j的效用函数为：

其中，β∈ （0，1）为家庭的随机贴现因子，（1）式说明代表性家庭最大化的是其一生效用的现值。参数σ、γ、φ、h均大于0，其中σ为消费的跨期替代弹性，γ为货币需求的利率弹性，φ为家庭的劳动供给弹性，h为消费习惯形成，bt为消费偏好冲击。

家庭在最大化其一生效用时受到的跨期预算约束为：

其中，消费Ct、劳动供给Nt、投资It、资本Kt均为实际变量；Bt为家庭在t期以价格1／Rt购买的一次性债券的数量，Rt为名义的债券总收益率；Bt－1为家庭t－1期购买的债券在t期初的本息和；Τt为中央银行给予家庭的一次性转移支付；Mt－1、Kt分别为家庭在进入t期时持有的现金和资本；Mt为t期末持有的现金，Wt为名义工资；Divt为家庭从中间产品厂商那里获得的红利为名义资本使用价格，ut为资本利用率，ptf（ut）Kt为名义资本使用成本，从而净资本出租回报为根据CEE［5］，本文假定稳态时资本利用率ut＝1，资本使用成本f（1）＝0。

家庭j的资本积累方程为：

其中，δ为资本折旧率，zt为投资调整成本冲击，S（·）为投资调整成本，且是投资变化的增函数。根据CEE（2003），本文假定稳态时S（·）＝S′（·）＝0，从而投资调整成本仅取决于S（·）的二阶导数。

在（2）式和（3）式的约束下，代表性家庭j通过决定Ct、Mt／Pt、Bt、Kt、ut、It的数量以最大化其效用函数（1），通过构建拉格朗日函数得到如下一阶条件：

其中，λt为预算约束（2）式的拉格朗日乘子，其含义为消费的边际效用；Qt为（3）式的拉格朗日乘子，其含义为资本投资价值。则由（4）式和（6）式可得消费的欧拉方程：

（10）式说明家庭的消费支出随金融资产回报的上升而下降，而与外生消费偏好冲击正相关①通货膨胀πt ＝Pt／Pt－1，对数线性化的形式为＾πt ＝＾pt－＾pt－1。。当h＝0时，上式即转化为传统的前瞻性的消费方程。外生习惯形成的存在，使得当期消费取决于过去和未来消费的加权平均。

由（4）式、（5）式和（6）式得到实际货币需求方程：

（11）式说明货币需求与利率成反方向变化，与当期消费同方向变化。

资本投资价值方程由（7）式和（8）式得到：

投资方程由（9）式得到：

其中，投资调整成本参数ψ＝1／s＇（·），为正数。

此外，由于不同家庭提供的劳动是有差别的，从而劳动市场是垄断竞争的。根据Smets ＆ Wouters［8］，本文采取Calvo［7］的方式引入粘性名义工资，即假定每一期家庭以概率1－ξw接收到“工资调整信号”并将其最优名义工资制定为Wt＊，没有接收到“工资调整信号”的家庭则按照上一期的通货膨胀调整其名义工资，即Wt（j）＝πt－1Wt－1（j）。

由一阶条件得到实际工资决定方程：

（二）代表性厂商的最优决策

1.最终产品厂商的利润最大化。最终产品市场是完全竞争的，厂商使用连续的中间产品Yt（i）（i∈ （ 0，1））采用技术生产唯一的最终产品Yt。其中为可变的需求弹性。则由零经济利润可得厂商对第i种中间投入产品的需求以及最终产品价格Pt与中间产品价格Pt（i）之间的关系Pt＝

2.中间产品厂商的利润最大化。中间产品i∈ （ 0，1 ）在垄断竞争市场生产，厂商的生产函数为：

则根据最优要素使用原则可以得到中间产品厂商的实际边际成本为。其中，At为技术冲击，有效资本是投入的劳动数量，为所有j种劳动的组合。实际资本使用价格实际工资wt＝Wt／Pt。

由最优要素使用原则和中间厂商的实际边际成本可得到劳动需求方程：

此处再次假定中间厂商定价时采用Calvo［7］的机制，即每一期，厂商将其产品名义价格调整为最优价格

的概率为1－ξp。当厂商没有接收到“价格调整信号”，其产品价格按照过去的通货膨胀调整，即 Pt（i）＝πt－1Pt－1（i）。t期制定最优价格的厂商选择最优价格最大化其在（t，t＋k）之间利润的现值之和：

上式即为新凯恩斯主义的菲利普斯曲线：通货膨胀取决于过去和预期未来通货膨胀以及当期实际边际成本。

上文家庭和厂商优化行为部分的外生冲击φt＝［ztAtbt为AR（1）过程：

其线性化形式为：

其中ρφ∈ （－1，1），φ为外生冲击的稳态值，是具有0均值、标准误为σφ的i.i.d.正态分布。

此外，市场均衡要求Bt＝Bt－1＝0和Mt＝ Mt－1＋Tt，从而由预算约束（2）得到总资源约束方程Yt＝Ct＋It，并对数线性化为下式：

家庭的资本积累方程（3）式以及中间厂商的生产函数（15）式分别对数线性化为：

（三）中央银行的政策行为

根据本文的研究目标——考察利率在我国经济中的传导过程，因此，本文假定央行的货币政策采取修订的泰勒规则。

即利率不仅取决于上期利率，还取决于通货膨胀、产出和冲击项，且冲击是持久的。其中，ρv∈ （ － 1 ，1），η是具有0均值、标准误为σv的i.i.d.正态分布。

上述方程（10）－（14），（16），（18）－（24）即构成了本文DSGE模型的数线性化形式，下文的参数估计、基于反事实仿真的模型适用性分析以及利率冲击的脉冲响应分析都是基于该对数线性化的DSGE模型进行的。

三 数据和模型估计

（一）数据

本文数据来自于CCER和中经统计网。数据长度为1996年1季度至2011年4季度，分别以国内生产总值、社会消费品零售总额、7天同业拆借利率、货币供应量M2、全部从业人员劳动报酬作为模型中产出Y、消费C、利率R、货币余额M以及工资W的替代变量。通货膨胀π是以环比的居民消费价格指数CPI作为价格P的替代变量计算得到。此外，将CPI以1996年1季度作为基期进行定基处理，从而得到Y、C、M、W的实际值。随后采用BP滤波方法对全部6个观测变量进行了退势和季节调整处理，保留各观测变量周期为6～32个季度的分量，去掉了周期小于6个季度和大于32个季度的分量，以各观测变量对其稳态值偏离的百分比来表示。

（二）参数估计方法

本文采用极大似然方法估计上文线性化DSGE模型的结构参数。首先运用Blanchard ＆Kahn［9］的方法求解线性DSGE模型的解，并用状态空间的形式表示；然后运用Kalman滤波得到关于模型结构参数的似然函数，极大化之即可求得参数的估计值。具体地：

对数线性化DSGE模型，即上文方程（10）－（14），（16），（18）－（24）的解的状态空间形式为：

（三）参数估计结果

由于受可得观测数据的限制，本文对部分结构参数进行了校准。根据样本期内我国7天同业拆借利率的年度均值将β值校准为0.9892，因为样本期内我国银行间同业拆借利率的年度均值为4.37%，而β＝1／（1＋4.37%／4）。根据我国全部从业人员劳动报酬占GDP的比重，将资本份额α校准为0.41。根据Smets ＆ Wouters［8］将劳动供给的工资弹性φ校准为0.42，投资调整成本ψ和资本利用成本ψu分别校准为0.148和0.169，稳态价格加成比例μp校准为1.2（则稳态时，中间产品的需求弹性为6，因为μp＝θp／（θp－1））。资本折旧率δ校准为0.025，意味着年折旧率为10%（Ireland（1997）［6］）。模型中其余20个参数则由极大似然估计方法得到。表1和表2分别为校准的参数值和估计的参数值。

表1 参数校准值

本文的参数估计在统计上大都是显著的。消费跨期替代弹性σ的估计值为0.3756，外生习惯形成参数h为0.6812，货币需求的利率弹性γ的估计值为0.5995。参数不制定最优价格与不制定最优工资的概率的估计值分别为0.9053、0.8284，这意味着价格和工资的粘性（即持久期）分别为10.5和5.8个季度，即2.6年和1.5年，比较接近Smets ＆Wouters［8］所估计的欧元区的价格粘性和工资粘性的2.5年和1年。泰勒规则参数，即利率对通胀、产出、上期利率的响应系数γπ、γy、γr的估计值分别为1.7099、0.2890和0.7822，且是显著的，说明本文央行遵循利率规则的假设是合理的，可以运用泰勒规则指导中国的货币政策。

表2 极大似然参数估计值

6个外生冲击持久性参数的估计值基本都在0.8以上较 大，说明这6个外生冲击对我国经济的影响较为持久。技术、投资调整成本及利率冲击的标准误的估计值都是显著的，说明这3个外生冲击在很大程度上解释了观测变量的波动，而两个成本推动冲击——价格加成、工资加成冲击，以及消费偏好冲击的标准误不显著，说明这3个冲击对经济波动的影响较小。

四 DSGE模型适用性分析

为了检验所构建的DSGE模型对本文研究主题的适用性，本部分给出了通过反事实仿真得到的模型拟合的6个观测变量值与它们的实际值的比较（如图1所示）以及利率、技术、消费偏好等6个外生冲击的光滑估计（如图2所示）。这两个检验都为本文所构建的动态随机一般均衡模型的适用性提供了充足的证据，说明了本文的DSGE模型较为成功的刻画了中国的经济情况，可以用该模型来分析利率的传导途径。

（一）基于反事实仿真的观测变量拟合值与其实际值的比较

现实经济往往存在多种外生随机扰动，本文的DSGE模型假设经济中仅存在6中外生冲击，则为了检验所构建的DSGE模型对现实经济的解释能力，本部分给出了通过反事实仿真得到的模型拟合的6个观测变量值与它们的实际值的比较，如图1所示，除了实际货币余额的拟合值与其实际值差别较大外，模型对实际产出、消费、利率、工资，以及通货膨胀拟合较好，这说明本文所构建的动态随机一般均衡模型（DSGE）比较符合现实，对现实的解释能力较强。

图1 模型拟合值与观测变量历史值的比较

（二）外生冲击的光滑估计分析

图2为估计模型参数时所得到的6个外生冲击的光滑估计。由图2可以看出，利率、技术、消费偏好等6个外生冲击的光滑估计值与我国经济发展路径较为吻合，也在一定程度上说明了本文所构建的动态随机一般均衡模型对我国的经济现实刻画较好。

样本初期，即1996年，价格加成冲击的光滑估计为负，而利率冲击的光滑估计为正，这与我国当时的经济情况是一致的：1996年处于我国的工资改革期间，因此正的工资加成冲击光滑估计是合理的；而且为了抑制通货膨胀，这一时期我国货币政策是从紧的，央行多次加息，因此利率的光滑估计为正。同时，从紧的货币政策对通货膨胀的调整开始显效，通胀压力下降，因此，价格加成冲击的光滑估计为负。

1997年～2002年，“亚洲金融危机”之后我国经济发展在较长一段时期里处于低迷状态，甚至面临通货紧缩。在这一时期，投资调整成本冲击的光滑估计为正，而技术冲击的光滑估计大部分时候为负，显示了投资和产出增长乏力，消费偏好冲击的光滑估计在较长时期里也为负值，说明作为产出增长重要驱动力的消费也是趋于低迷的；价格加成冲击和工资加成冲击的光滑估计在大部分时候为负，显示了这一时期我国的通货膨胀率较低。

2007年左右，我国经济呈现偏热势头、通货膨胀压力增大，因此价格加成冲击和工资加成冲击的光滑估计为正，消费偏好冲击趋于上行；为缓解通胀压力，货币政策转为从紧，央行多次调高利率，从而利率冲击的光滑估计为正。而在样本后期，从2008年下半年开始，为抵消美国“次贷危机”所引发的世界经济环境恶化对我国经济的负面影响，央行实行了宽松的货币政策，多次下调利率，从而利率的光滑估计为负，技术冲击下降。

图2 外生冲击的光滑估计

五 利率冲击传导的脉冲响应分析

图3 利率冲击的脉冲响应

本部分将结合上文线性DSGE模型的相关行为方程，运用脉冲响应分析利率冲击是如何影响我国经济的。图3为一个标准误正向冲击的脉冲响应。费；另一方面，由（12）式和（13）式可知名义利率上升导致资本投资价值下降进而投资减少；由（20）式可知，产出正向取决于消费和投资，因而正的利率冲击所导致的消费和投资的减少最终导致了产出减少。此外，由（18）式可知，通货膨胀下降的原因在于实际工资和资本使用价格的下降。则利率传导机制可概括为：

图3正的利率冲击，即紧缩货币政策，造成产出、消费、投资、实际工资、通货膨胀、资本投资价值、实际货币需求、劳动需求以及资本使用价格下降，而名义利率先上升后下降。正的利率冲击使得名义利率先上升后下降，一方面，由（10）式可知消费减少，因为利率上升意味着家庭投资债券的回报上升，从而家庭会将其收入更多的用于购买债券而不是消

六 结论

本文通过构建一个结构模型，即新凯恩斯主义的动态随机一般均衡模型（DSGE），考察了利率作为我国货币政策中介目标的可行性，并分析了利率冲击在我国经济中的具体传导途径。研究发现：

第一，反事实仿真和外生冲击的光滑估计均表明，本文的DSGE模型成功地刻画了中国的经济现实，拟合数据较好，因而可以用来分析中国的经济问题。

第二，上文DSGE模型中利率规则参数的估计值均是显著的，说明泰勒规则在我国具有一定的适用性，利率可以作为我国货币政策的中介目标。

第三，由DSGE模型的相关行为方程和脉冲响应分析可知，利率冲击是通过影响资本投资价值进而投资、影响家庭的消费和资产持有决策，最终对产出等实际经济产生影响的。脉冲分析表明，消费和投资在利率冲击的传导中发挥的作用不同：投资对利率冲击的响应要远大于消费对该冲击的响应，说明利率冲击传导主要是通过投资对产出产生影响的，消费对冲击的传导作用相对较小。该结论与我国现实是相符的，多年来我国经济增长主要来自于投资的增加，而消费需求往往不足。

［1］ 彭方平，王少平.我国利率政策的微观效应——基于动态面板数据模型研究［J］.管理世界，2007，（1）：24－29.

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