呂風(fēng)勇

一、引言

改革開放后,中國經(jīng)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(jìn)入了一個加速發(fā)展階段,同時對外貿(mào)易也呈現(xiàn)井噴式增長,進(jìn)一步帶動了產(chǎn)出水平的提高。與此同時,中國最終消費占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重開始降低,而資本形成、貨物和服務(wù)貿(mào)易凈出口占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重開始上升。其中,資本形成占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重在2011年達(dá)到48.3%的峰值,而貨物和服務(wù)貿(mào)易凈出口在2007年達(dá)到8.8%的峰值。事實上,2000—2014年,中國全社會固定資產(chǎn)投資平均增速達(dá)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(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大改變。需求結(jié)構(gòu)的變動,特別是資本的迅速積累,有助于擴大內(nèi)部需求,對于提高產(chǎn)出水平具有重要的意義。

中國資本迅速積累的動力何在?學(xué)術(shù)界對這一問題給予了足夠的關(guān)注和研究。張軍 (2002)[1]認(rèn)為中國的過度工業(yè)化是導(dǎo)致資本形成加快和資本—產(chǎn)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(chǎn)率的相應(yīng)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(xué)院經(jīng)濟增長前沿課題組(2003)[2]指出中國經(jīng)濟發(fā)展過程中存在著低價工業(yè)化和高價城市化,即農(nóng)民工等要素成本低廉,而房地產(chǎn)等城市化成本高,從而這種結(jié)構(gòu)調(diào)整的累積效應(yīng)也帶來了資本的快速形成。王小魯和樊綱 (2000)[3]則認(rèn)為結(jié)構(gòu)性變革和技術(shù)改革是推動經(jīng)濟增長的重要因素,而資本形成正是推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)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(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)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(jìn)程迅速推進(jìn)的因素又是什么?黃曉玲 (2002)[4]論述了對外貿(mào)易對一國資本積累的重要意義,指出對外貿(mào)易的作用不僅僅局限于通過出口貨物換取進(jìn)口資本品,而且出口部門的發(fā)展還會創(chuàng)造出新的國內(nèi)需求,進(jìn)一步帶動國內(nèi)投資,出口本身就具有促進(jìn)國內(nèi)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(mào)易的發(fā)展壯大有著內(nèi)在的因果關(guān)系,并運用中國的數(shù)據(jù)對之進(jìn)行了實證分析,結(jié)果表明中國的工業(yè)化進(jìn)程與對外貿(mào)易等解釋變量存在長期穩(wěn)定的因果關(guān)系。除了對外貿(mào)易對一國的工業(yè)化進(jìn)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(jìn)程產(chǎn)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(jìn)關(guān)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(jìn)程會逐漸加快,追趕上乃至超過工業(yè)化進(jìn)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(jìn)程的加速不僅縮小了其與工業(yè)化進(jìn)程的差距,而且也推動了房地產(chǎn)和汽車等耐用品行業(yè)的發(fā)展,進(jìn)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(xiàn)有關(guān)城鎮(zhèn)化及對外貿(mào)易與資本積累及經(jīng)濟增長存在密切關(guān)系的論斷。

然而,消費結(jié)構(gòu)的改變與對外貿(mào)易出口對于資本積累的意義并不相同,以上研究文獻(xiàn)的結(jié)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(dǎo)致投資結(jié)構(gòu)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(chǎn)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(chǎn)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(mào)易如果存在較大的順差,那么通常只會降低國內(nèi)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(chǎn)品主要是重工業(yè)產(chǎn)品時,才會促進(jìn)資本形成比重的上升。雖然譚本艷 (2008)[8]論證了出口貿(mào)易增長對中國資本形成總額有積極促進(jìn)作用,但并沒有直接證明出口貿(mào)易對資本形成占GDP比重有什么樣的明確影響。事實上,當(dāng)一個經(jīng)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(chǎn)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(chǎn)生的效應(yīng),以及由此對產(chǎn)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(chǎn)出波動之間的關(guān)系進(jìn)行深入的研究,并在此基礎(chǔ)上利用中國的相關(guān)數(shù)據(jù)展開實證分析。文章的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分構(gòu)建一個包含耐用品和非耐用品兩個生產(chǎn)部門的DSGE模型;第三部分是參數(shù)校準(zhǔn)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(chǎn)出的影響情況;第五部分是實證分析;第六部分是結(jié)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(chǔ)上,討論需求偏好變化對資本積累繼而對產(chǎn)出波動產(chǎn)生的影響。新構(gòu)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(shè)調(diào)整為包含家庭、廠商和對外貿(mào)易部門的三部門假設(shè),并相應(yīng)調(diào)整了中央銀行的貨幣投放渠道,即由彌補政府赤字進(jìn)行貨幣投放調(diào)整為購買由貿(mào)易順差帶來的外匯儲備而進(jìn)行貨幣投放;二是將MIU模型中的單一生產(chǎn)部門擴展到包含耐用品和非耐用品兩個生產(chǎn)部門,以研究消費者對耐用品和非耐用品偏好的改變導(dǎo)致的需求結(jié)構(gòu)的變化,進(jìn)而研究這種需求結(jié)構(gòu)的變化對資本積累和產(chǎn)出的影響。

（一）基本模型

1.生產(chǎn)部門。

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

式 (1)中,αj是資本和勞動的替代彈性,并有αn＜αd。技術(shù)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(shù),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(chǎn)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(chǎn)出和勞動邊際產(chǎn)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(jīng)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(gòu)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(yīng)的預(yù)算約束下最大化其跨期效用函數(shù):

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

家庭面臨的預(yù)算約束為:

式 (8)中,δn、δd分別是非耐用品與耐用品生產(chǎn)部門資本存量的折舊率。

家庭在預(yù)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(chǔ)貨幣,并通過提高金融機構(gòu)存款準(zhǔn)備金率等方式對貨幣乘數(shù)進(jìn)行調(diào)節(jié),以沖銷部分購買外匯投放的過多貨幣。假定貿(mào)易順差是外匯的主要來源,從而中央銀行可以根據(jù)貿(mào)易順差的規(guī)模來投放基礎(chǔ)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(mào)易順差。中央銀行通過購買貿(mào)易順差形成的外匯來發(fā)行基礎(chǔ)貨幣。由于貿(mào)易順差在特定時期主要取決于本國和他國的經(jīng)濟增長,如果某國經(jīng)濟受到?jīng)_擊,則貿(mào)易順差也會產(chǎn)生波動,貿(mào)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(shù)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(nèi)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(gòu)成的動態(tài)系統(tǒng)。在穩(wěn)態(tài)值的基礎(chǔ)上,對19個非線性方程在變量穩(wěn)態(tài)值附近對數(shù)線性化,可以得到有關(guān)19個變量波動的動態(tài)線性理性預(yù)期方程系統(tǒng)。然后,我們根據(jù)Uhlig(1999)[10]的方法對線性方程動態(tài)系統(tǒng)進(jìn)行數(shù)值模擬和參數(shù)校準(zhǔn)。

三、參數(shù)校準(zhǔn)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(shù)進(jìn)行校準(zhǔn)或估計。我們擬對出現(xiàn)在變量穩(wěn)態(tài)方程組中的結(jié)構(gòu)參數(shù)進(jìn)行校準(zhǔn),而對出現(xiàn)在動態(tài)方程組中與外生變量相關(guān)的參數(shù)進(jìn)行貝葉斯估計。

（一）參數(shù)校準(zhǔn)

我們利用 《中國統(tǒng)計年鑒》中2010年的投入產(chǎn)出表,測算房地產(chǎn)業(yè)和建筑業(yè)的資本收入和勞動收入,并按照中間產(chǎn)品直接消耗比例,測算相關(guān)行業(yè)的資本收入和勞動收入,在此基礎(chǔ)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(chǎn)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(chǎn)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(shù),國內(nèi)外文獻(xiàn)大多取值在0.96至0.99之間,我們根據(jù)2000年以來一年期定期金融機構(gòu)利率計算其平均值,為1.0305,以之作為利率穩(wěn)態(tài)值,經(jīng)季節(jié)折算后得到貼現(xiàn)因子β為0.99。按照大多數(shù)文獻(xiàn)的做法 (如 Ireland,2000[11];黃頤琳,2005[12]),我們設(shè)定耐用品生產(chǎn)部門和非耐用品生產(chǎn)部門的物質(zhì)資本季度折舊率δn、δd都為2.5%。類似地,我們設(shè)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(jìn)行換算,這里將消費的跨期替代彈性設(shè)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(shè)定為3.5,且非耐用品生產(chǎn)勞動和耐用品生產(chǎn)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(shè)定為3。

（二）參數(shù)的貝葉斯估計

這一部分對隨機變量的自回歸參數(shù)qn、qd、qφ和qe進(jìn)行貝葉斯估計,估計所用到的參數(shù)分別為:非耐用品實際產(chǎn)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(shù)據(jù)為中國的季度數(shù)據(jù),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(jìn)行如下處理:首先對非耐用品產(chǎn)出yn,t、非耐用品消費cn,t和Mt序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整,其次對它們分別進(jìn)行對數(shù)化,最后采用H-P濾波對經(jīng)對數(shù)化后的數(shù)據(jù)進(jìn)行去趨勢處理。各數(shù)據(jù)序列來源為國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和中國人民銀行網(wǎng)站,并經(jīng)過必要的計算和處理。耐用品生產(chǎn)部門技術(shù)沖擊系數(shù)、非耐用品生產(chǎn)部門技術(shù)沖擊系數(shù)、耐用品消費偏好沖擊系數(shù)和貨幣供給沖擊系數(shù)均介于0～1之間,這些參數(shù)的先驗分布均設(shè)定為Beta分布。表1描述了待估計參數(shù)的先驗分布類型和估計結(jié)果。圖1進(jìn)一步直觀比較了待估計參數(shù)的先驗分布和后驗分布的形態(tài)。

表1 部分參數(shù)貝葉斯估計結(jié)果

圖1 貝葉斯估計的先驗分布和后驗分布

四、模擬結(jié)果

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

當(dāng)家庭或者由于收入提高消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了改變,或者由于房地產(chǎn)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(shè)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(chǎn)出帶來的影響。當(dāng)耐用品偏好系數(shù)一個單位的沖擊發(fā)生時,耐用品生產(chǎn)部門資本存量開始攀升,并在沖擊發(fā)生的第二期達(dá)到峰值。非耐用品部門的資本存量在發(fā)生的當(dāng)期 就開始下降,此后逐期上升。相反,非耐用品生產(chǎn)部門的資本存量在沖擊發(fā)生的當(dāng)期就達(dá)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(dá)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(jù)我們模型的設(shè)定,這些資本積累又必須由非耐用品生產(chǎn)部門來提供,于是當(dāng)期非耐用品的生產(chǎn)開始上升,并在第二期達(dá)到峰值。不過,由于經(jīng)濟調(diào)整需要一定的時間,在沖擊發(fā)生的當(dāng)期,耐用品生產(chǎn)部門的資本積累主要是通過減少當(dāng)期非耐用品消費和非耐用品投資來完成的,而來自新生產(chǎn)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(chǎn)部門資本存量的增加,非耐用品的生產(chǎn)也在沖擊發(fā)生的當(dāng)期達(dá)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(shù)值較小。由于沖擊發(fā)生的當(dāng)期,耐用品和非耐用品的生產(chǎn)都出現(xiàn)增長,所以經(jīng)濟總產(chǎn)出也是增長的,即使在第二期,雖然耐用品的生產(chǎn)出現(xiàn)下降,但是非耐用品的生產(chǎn)卻出現(xiàn)更大幅度上升,從而總產(chǎn)出仍是增長的。綜合考察沖擊發(fā)生的當(dāng)期及以后各期,家庭耐用品消費偏好的增加對總產(chǎn)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(jìn)總產(chǎn)出的提升。這一情形的出現(xiàn),主要源于模型中耐用品生產(chǎn)部門資本勞動替代彈性更大的假設(shè),即相對非耐用品而言,單位耐用品生產(chǎn)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(chǎn)乃至總產(chǎn)出的增長。

圖2 耐用品消費偏好正向沖擊的脈沖反應(yīng)

模擬的結(jié)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(shù)沖擊對資本積累的促進(jìn)作用并不明顯,甚至是負(fù)向的。事實上,當(dāng)外需沖擊發(fā)生時,耐用品生產(chǎn)增加的幅度要明顯高于非耐用品生產(chǎn)下降的幅度,總產(chǎn)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(dǎo)致更多的勞動力替代了資本。而當(dāng)生產(chǎn)技術(shù)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(chǎn)和非耐用品部門生產(chǎn)都會增加,而且增加幅度也都遠(yuǎn)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(shù)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(chǎn)部門的技術(shù)沖擊甚至還最終導(dǎo)致了資本積累的減少,這是由于技術(shù)層面的變化傾向于節(jié)約資本和勞動等生產(chǎn)要素的投入,而不是促進(jìn)生產(chǎn)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(jìn)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(chǎn)出水平的提高。外部需求和技術(shù)層面的正向沖擊也會提高產(chǎn)出水平,但是對于資本積累的影響大都是負(fù)面的。這些模擬結(jié)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(dǎo)致的需求結(jié)構(gòu)變化帶來的,并通過提升總需求進(jìn)一步推動了經(jīng)濟產(chǎn)出的增加。但是,由于我們的模型并沒有對外部需求的結(jié)構(gòu)做出假設(shè),從而不能模擬這種結(jié)構(gòu)變化可能對資本積累繼而對產(chǎn)出產(chǎn)生的影響。不過,我們可以預(yù)期,如果外部需求也發(fā)生了結(jié)構(gòu)性的變化,比如海外市場對中國生產(chǎn)的耐用品 (資本密集型產(chǎn)品)的需求增加,這類產(chǎn)品的出口規(guī)模將快速增長,對中國資本積累和產(chǎn)出的影響也將與國內(nèi)耐用品偏好的變化所產(chǎn)生的影響基本相同。

五、實證分析

（一）模型構(gòu)建與變量說明

為了驗證上述模型的相關(guān)研究結(jié)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(chǎn)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(shù)形式。其中,C是常數(shù),lnYt代表產(chǎn)出,lnAt代表技術(shù),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(shù)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(shù)分別衡量技術(shù)沖擊、外需沖擊和耐用品偏好沖擊通過資本積累對產(chǎn)出所產(chǎn)生的影響情況。

各變量的具體含義和取值過程如下:

1.產(chǎn)出。

產(chǎn)出由中國國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量,樣本時期為1979—2014年,并且采用國內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)將歷年國內(nèi)生產(chǎn)總值調(diào)整為以2000年不變價格表示的實際值。國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

2.技術(shù)因素。

我們以全要素生產(chǎn)率的變化來代表回歸模型中的技術(shù)沖擊。歷年全要素生產(chǎn)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(shù)據(jù)時期跨度為1979—2009年,我們將時期跨度進(jìn)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(biāo)、價格指數(shù)指標(biāo)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(shù)進(jìn)行算術(shù)平均獲得年中的就業(yè)數(shù),然后采用索洛殘值法確定全要素生產(chǎn)率。估算過程中規(guī)模收益不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)包含時間趨勢。對數(shù)形式的全要素生產(chǎn)率表示如下:

式 (20)中,At表示全要素生產(chǎn)率,Yt表示產(chǎn)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(shù)。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(chǎn)出、資本存量、就業(yè)人員數(shù)實際值代入估計后的回歸方程,就可以計算出歷年的對數(shù)形式的全要素生產(chǎn)率lnAt,并以1986—2014年期間的序列來描述回歸模型中的技術(shù)沖擊項。用于全要素生產(chǎn)率測算的相關(guān)數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站或 《中國國內(nèi)生產(chǎn)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(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)調(diào)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(jìn)行對數(shù)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(jīng)過同樣方法處理過的加工貿(mào)易出口額作為外需因素的代理變量替換貨物出口額進(jìn)入回歸模型 (19),考察加工貿(mào)易出口額與出口總額對資本積累和產(chǎn)出所產(chǎn)生影響的不同。出口總額數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站,加工貿(mào)易出口額1986—2008年的數(shù)據(jù)來自于 《中國統(tǒng)計年鑒 (2009)》,2009—2014年的數(shù)據(jù)來自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫 (http://db.cei.gov.cn)。加工貿(mào)易出口額由來料加工裝配貿(mào)易出口額和進(jìn)料加工貿(mào)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(shù)消費項目難以從總量角度來精確地衡量,我們僅以房地產(chǎn)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(chǎn)出的影響。房地產(chǎn)投資采用國家統(tǒng)計局公布的房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)投資完成額數(shù)據(jù),時期跨度為1986—2014年數(shù)據(jù),并經(jīng)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對之進(jìn)行換算,將其調(diào)整為以2000年為基期的不變價格表示的實際值,并以對其進(jìn)行對數(shù)化后的序列作為模型回歸的變量序列。由于固定資產(chǎn)價格指數(shù)只有1990—2014年的數(shù)據(jù),我們根據(jù)1990—2014年間的資本形成額平減指數(shù)與固定資產(chǎn)價格指數(shù)的相關(guān)系數(shù)來推算1986—1989年的固定資產(chǎn)價格指數(shù),其中資本形成額平減指數(shù)的計算見上文全要素生產(chǎn)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(chǎn)率時所得到的資本形成額平減指數(shù)作為折算因子。不變價格表示的資本形成額也需要取對數(shù),并以和各變量交叉相乘的形式進(jìn)入回歸模型 (19)。資本形成額數(shù)據(jù)也來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

（二）模型回歸結(jié)果

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

表2 產(chǎn)出對相關(guān)變量的回歸結(jié)果

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

模型2的回歸結(jié)果則表明,當(dāng)用加工貿(mào)易出口額來代替出口總額進(jìn)入模型中時,全要素生產(chǎn)率與資本形成額的交叉相乘項系數(shù)估計值依然不顯著,但房地產(chǎn)投資、加工貿(mào)易出口與資本形成額的交叉相乘項系數(shù)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(chǎn)投資對資本積累具有明顯的促進(jìn)作用這一結(jié)論,同時實證分析也表明對外貿(mào)易總體對資本積累的影響是不確定的,只有其中的加工貿(mào)易出口才對資本形成占產(chǎn)出比重及產(chǎn)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(dāng)期關(guān)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(shù)值模擬的基本結(jié)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(chǎn)出水平產(chǎn)生深刻的影響。

六、結(jié)論

筆者在一個動態(tài)隨機一般均衡模型 (DSGE)的框架下,應(yīng)用數(shù)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(chǎn)生的不同影響,以及由此導(dǎo)致的產(chǎn)出波動情況,并利用中國1979—2014年的數(shù)據(jù)對資本積累變化產(chǎn)生的影響進(jìn)行了實證分析。研究發(fā)現(xiàn),家庭耐用品偏好的增強,會導(dǎo)致總的資本積累的迅速增加,從而成為推動總產(chǎn)出增長的重要需求因素。這一結(jié)論對于理解中國過去十余年來經(jīng)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(chǎn)等耐用品偏好的增強,直接導(dǎo)致了全國固定資產(chǎn)投資的迅速增長和資本積累的加快,推動了經(jīng)濟的高速增長。不過,當(dāng)前這些沖擊已經(jīng)或正在消失,并帶來部分行業(yè)產(chǎn)能的嚴(yán)重過剩,誘致經(jīng)濟增速不斷趨降,表明需求因素的變化對產(chǎn)出的影響是短暫而且多變的,從而啟示我們應(yīng)借重但不能過度依賴需求拉動經(jīng)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(chǎn)出調(diào)整的動態(tài)機制,并且通過計量模型進(jìn)一步驗證了模型的相關(guān)結(jié)論。因為文中DSGE模型包含了消費偏好的結(jié)構(gòu)變化,所以能夠較好地模擬身處經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不斷變遷中的中國經(jīng)濟發(fā)展的事實。但是,由于DSGE模型構(gòu)造的復(fù)雜性和一般均衡的假設(shè),文中模型對外需的結(jié)構(gòu)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(shè),從而對外需結(jié)構(gòu)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(shè)基礎(chǔ)上,考慮外需的結(jié)構(gòu)變化,對上述DSGE模型予以改進(jìn)或者重新進(jìn)行構(gòu)建,將是一個在一般均衡的情形下研究中國資本積累和產(chǎn)出波動的新的課題。