去全球化沖擊與中國產(chǎn)業(yè)結構調整

張斌+齊鷹飛

摘要：自2008年國際金融危機以來，去全球化浪潮不斷沖擊世界經(jīng)濟，中國經(jīng)濟也深受影響。與此同時，大量研究將金融危機后中國產(chǎn)業(yè)結構調整加速歸因于產(chǎn)業(yè)政策的積極作用，而忽略了去全球化沖擊對中國產(chǎn)業(yè)結構調整的影響。本文采用新開放經(jīng)濟宏觀經(jīng)濟學的分析框架，構建一個包含可貿易部門和不可貿易部門的開放經(jīng)濟DSGE模型分析去全球化沖擊對中國產(chǎn)業(yè)結構調整的影響。結果顯示，去全球化沖擊在部門間的非對稱影響是金融危機后中國產(chǎn)業(yè)結構調整加速的重要影響機制之一，從而旨在加速產(chǎn)業(yè)轉型的產(chǎn)業(yè)政策的作用效果可能被高估。

關鍵詞：去全球化；產(chǎn)業(yè)結構調整；新開放經(jīng)濟宏觀經(jīng)濟學（NOEM）；DSGE模型

中圖分類號：F0629文獻標識碼：A

文章編號：1000176X（2017）08001508

一、問題的提出

2008年國際金融危機的爆發(fā)，導致世界范圍內實體經(jīng)濟大衰退。世界經(jīng)濟全面低迷的同時，一場去全球化思潮也開始興起。去全球化沖擊最主要的表現(xiàn)形式是全球出口貿易額大幅下降。世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2009年全球出口貿易額占GDP的比重從2008年的308%下降到266%，出口貿易增長率也由2008年的27%下降到-102%。金融危機后失業(yè)上升、國內消費低迷和全球市場萎縮是去全球化興起的直接誘因。此外，金融危機背景下貿易保護主義的抬頭也加劇了去全球化的趨勢。

去全球化沖擊給中國經(jīng)濟發(fā)展帶來了很多不利影響，直接表現(xiàn)是出口大幅下降。國家統(tǒng)計局統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2008年金融危機前后，中國出口占GDP比重發(fā)生了很大的轉折。2008年之前，中國出口占GDP比重呈現(xiàn)上升趨勢，出口上升得益于經(jīng)濟全球化效應。2001年中國加入WTO，巨大的國外需求市場帶動了中國出口的快速增加。但2008年之后，中國出口占GDP比重呈現(xiàn)下降趨勢， 2008—2015年中國出口占GDP比重由314%下降到205%，出口下降的直接原因在于金融危機后去全球化思潮的興起。另外，去全球化沖擊加大了中國企業(yè)開拓國際市場的難度，一定程度上導致中國外貿外部環(huán)境惡化。金融危機的影響已經(jīng)逐漸退去，但去全球化浪潮仍然存在。根據(jù)世界貿易組織的估計，2016年世界貨物貿易量的增長率僅為17%，較2015年下降11個百分點，連續(xù)五年低于世界經(jīng)濟增長速度。2017年以來，英國脫歐和特朗普貿易保護主義言論，標志著去全球化又將達到一個新高潮。在這樣的時代背景下，研究去全球化沖擊，對中國經(jīng)濟發(fā)展具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。

目前，中國的產(chǎn)業(yè)結構正在經(jīng)歷從第一、二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉型升級的過程。中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2008年金融危機前后，中國第一、二產(chǎn)業(yè)增加值與第三產(chǎn)業(yè)增加值比率的變化趨勢發(fā)生了一定的轉變。2000年以后，中國第一、二產(chǎn)業(yè)增加值與第三產(chǎn)業(yè)增加值的比率總體呈現(xiàn)下降趨勢，但2008年之后，這種下降趨勢變得更為明顯，產(chǎn)業(yè)轉型速度開始加快。去全球化沖擊減少了中國的出口份額，出口下降會直接壓縮可貿易的第一、二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出，并使資源流向不可貿易的第三產(chǎn)業(yè)，加速第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。相對于第三產(chǎn)業(yè)，第一、二產(chǎn)業(yè)增加值和固定資產(chǎn)投資完成額都在逐年下降，而且下降趨勢在2008年之后更為明顯?，F(xiàn)有研究認為，中國產(chǎn)業(yè)轉型加速主要取決于相關產(chǎn)業(yè)政策的作用。李強[1]與原毅軍和謝榮輝[2]認為環(huán)境規(guī)制政策是產(chǎn)業(yè)轉型的重要推力；張同斌和高鐵梅[3]、安苑和王珺[4]、儲德銀和建克成[5]認為財政支持政策在產(chǎn)業(yè)轉型過程中發(fā)揮重要作用；付宏等[6]與薛繼亮[7]認為產(chǎn)業(yè)技術政策加快了產(chǎn)業(yè)轉型的速度；張國強等[8]與張桂文和孫亞南[9]認為人力資源開發(fā)政策有助于產(chǎn)業(yè)的結構性轉型。值得注意的是，金融危機后中國產(chǎn)業(yè)轉型加速和出口下降的相關性變化說明可能存在一種去全球化沖擊對產(chǎn)業(yè)結構調整的重要影響機制。如果這種機制確實存在，那么金融危機后中國產(chǎn)業(yè)轉型加速的驅動因素就更為復雜。產(chǎn)業(yè)轉型加速不僅僅由產(chǎn)業(yè)政策決定，還會受到去全球化沖擊的影響。在這種情況下，產(chǎn)業(yè)政策對產(chǎn)業(yè)轉型加速的作用效果會被高估。

去全球化沖擊對中國經(jīng)濟的影響依賴于開放的經(jīng)濟環(huán)境。Obstfeld和Rogoff[10]在開放經(jīng)濟條件下建立了具有微觀基礎、壟斷競爭和理性預期的Redux模型，從此開辟了宏觀經(jīng)濟學研究的新領域，創(chuàng)立了新開放經(jīng)濟宏觀經(jīng)濟學（NOEM）。近年來，主流經(jīng)濟學者更多地使用新開放經(jīng)濟宏觀經(jīng)濟學的方法研究開放條件下的宏觀經(jīng)濟問題。新開放經(jīng)濟宏觀經(jīng)濟學框架采用動態(tài)隨機一般均衡（DSGE）分析方法，將價格粘性和不完全競爭納入到模型中，最大化家庭和廠商的目標函數(shù)，考察外生經(jīng)濟沖擊的國際傳遞機制。在新開放經(jīng)濟宏觀框架下討論最廣泛的為匯率波動及傳導問題。Chang等[11]利用兩國粘性動態(tài)隨機一般均衡模型，通過放松本國產(chǎn)品和外國產(chǎn)品之間替代彈性的假定，研究匯率制度對沖擊的吸收作用。黃志剛[12]通過建立小型開放經(jīng)濟模型，研究不同的貨幣政策和匯率政策對調整貿易不平衡的影響，認為資本開放有利于貿易不平衡的調節(jié)和福利水平的提高。

金融危機后中國產(chǎn)業(yè)轉型加速和出口下降的相關性變化并非偶然，兩者之間可能存在因果關系。根據(jù)產(chǎn)業(yè)的可貿易程度，第一、二產(chǎn)業(yè)屬于可貿易部門，第三產(chǎn)業(yè)屬于不可貿易部門。去全球化沖擊在不同部門間的非對稱影響是產(chǎn)業(yè)轉型加速的關鍵?；诖?，本文在研究方法上采用新開放經(jīng)濟宏觀經(jīng)濟學的分析框架，通過構建一個包含可貿易部門和不可貿易部門的開放條件下的DSGE模型，動態(tài)模擬去全球化沖擊在不同部門間的非對稱影響。為更好地擬合中國的特征事實，本文加入資本管制和匯率干預兩種摩擦，通過理論模型對去全球化沖擊在不同部門間的非對稱影響機制進行解釋。根據(jù)模擬結果，本文認為，去全球化沖擊在不同部門間的非對稱影響是金融危機之后中國產(chǎn)業(yè)加速轉型的重要影響機制之一，而旨在加速產(chǎn)業(yè)轉型的產(chǎn)業(yè)政策的作用效果被高估。

二、經(jīng)驗事實

2008年金融危機之后，去全球化浪潮開始興起。去全球化的直接表現(xiàn)是全球出口額的大幅下降。中國作為世界上最大的出口國，金融危機之后，出口量出現(xiàn)了大幅下滑。利用國家統(tǒng)計局公布的2000-2015年年度出口和GDP數(shù)據(jù)，我們得到中國最近16年的出口占GDP比重的走勢圖。endprint

另外，中國的產(chǎn)業(yè)結構正在經(jīng)歷從第一、二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉型升級的過程。產(chǎn)業(yè)轉型的過程中，一二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增加值的比率是逐漸下降的。一二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增加值比率的變化趨勢直接反映了產(chǎn)業(yè)結構調整的速度。根據(jù)中經(jīng)網(wǎng)2000-2017年中國三大產(chǎn)業(yè)增加值的季度數(shù)據(jù)，在對數(shù)據(jù)進行季節(jié)調整后，可以得到2000年以后中國一二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增加值比率的走勢圖。

圖2一二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增加值比率（2000-2017）

數(shù)據(jù)來源：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫

去全球化沖擊在產(chǎn)業(yè)間的非對稱影響是金融危機后中國產(chǎn)業(yè)加速轉型的重要影響機制。以下章節(jié)將通過理論模型對去全球化沖擊在產(chǎn)業(yè)間的非對稱影響機制進行解釋。

二、基本模型

本文構建了一個開放條件下的DSGE模型，由于本文的重點是分析去全球化沖擊對中國的影響，簡單起見，筆者將國外利率和國外價格設定為外生的，并且只考慮國外進口需求對中國的影響，不考慮國外其他變量的影響。本文的研究基于新凱恩斯模型，廠商調整價格具有調整成本。參照Chang等[11]的做法，本文假設經(jīng)濟是有增長趨勢的，即假設所有非價格變量和非增長率變量在穩(wěn)態(tài)后會進入一種平衡增長路徑，增長率為一個不變的常數(shù)。此外，本文還引入了資本管制和匯率干預兩種摩擦來更好地擬合中國的政策事實。在資本管制方面，本文假設代表性家庭存在一個穩(wěn)態(tài)時的兩國債券持有比重，低于或高于這個比重都需要額外付出一個債券調整成本。在匯率干預方面，本文假設中央銀行執(zhí)行固定匯率政策。

（一）家庭

假設家庭部門同質，國內人口是代表性家庭的一個連續(xù)統(tǒng)。代表性家庭的消費Ct由兩部分打包而成：一部分是對可貿易最終品的消費CTt，另一部分是對不可貿易最終品的消費CNt，本文假設代表性家庭不消費進口品。參照Blalock和 Gertler[13]，消費的打包規(guī)則采用柯布-道格拉斯函數(shù)形式，即：

Ct=CγTtC1-γNtγ（1-γ）

其中，γ為可貿易最終品和不可貿易最終品的消費替代彈性。由家庭支出最小化可以得到加總的價格指數(shù)方程以及可貿易最終品與不可貿易最終品的消費函數(shù)：

Pt=PγTtP1-γNtγ1-γ（1-γ）γ ；

CTt=γPTtPt-1Ct ；

CNt=（1-γ）PNtPt-1Ct

其中，Pt為本國最終品價格，PTt為可貿易最終品價格，PNt為不可貿易最終品價格。代表性家庭消費最終品Ct，購買名義本國政府債券Bt和名義國外債券B*pt，持有名義現(xiàn)金余額Mt，沒有儲蓄和借債；向最終品廠商供給勞動Lt，獲得實際工資wt 。最大化折現(xiàn)的代表性家庭期望效用函數(shù)：

W=E0∑

SymboleB@ t=0βtlogCt+φmlogMtPt-φlL1+ηt1+η

其中，E0為期望算子，β∈0，1為代表性家庭的主觀貼現(xiàn)率，Ct為家庭當期對最終品的消費，Mt/Pt為代表性家庭當期持有的實際貨幣余額，Lt為家庭當期供給的勞動量，η為勞動的替代彈性，φm為實際貨幣余額在代表性家庭效用函數(shù)中的權重，φl為閑暇在代表性家庭效用函數(shù)中的權重。代表性家庭面臨的預算約束為：

Ct+MtPt+Bt+etB*ptPt1+Ωb2BtBt+etB*pt-2≤wtLt+Mt-1Pt+Rt-1Bt-1+etR*t-1B*p，t-1Pt

其中，Bt為家庭持有的名義本國政府債券，B*pt為家庭持有的名義國外債券，et為直接標價法下的名義匯率，Ωb為債券調整成本系數(shù)，為穩(wěn)態(tài)時的債券持有比重，wt為實際工資，Rt為名義國內利率，R*t為名義國外利率。此外，本文定義國內通貨膨脹率為πt=Pt/Pt-1，國外通貨膨脹率為π*t=P*t/P*t-1，并假設π*t恒等于1，代表性家庭的兩國債券持有比重為ψt，名義匯率增長率為γet，固定匯率下γet=e=1，名義貨幣增長率為μt，即：

ψt=BtBt+etB*pt ；

etet-1=γet；

MtMt-1=μt

代表性家庭效用最大化的一階條件為：

1Ct=λt；

wt=φlLηtλt；

φmλtmt=1-βλt+1λtπt+1 ；

Ωbψt-=βλt+1λtπt+1Rt-R*tγe，t+1；

1+Ωb2ψt-2+Ωbψt-1-ψt=βλt+1Rtλtπt+1

其中，λt為代表性家庭預算約束的拉格朗日乘子，mt=Mt/Pt為實際貨幣余額。Ωb（ψt-）=（βλt+1/λtπt+1（Rt-R*tγe，t+1）；是無拋補利率平價條件（UIP），即兩國利率的無套利條件。

（二）最終品廠商和零售品廠商

本文參照Chang等[11]的設定，假設最終品市場是完全競爭的，零售品市場是壟斷競爭的。最終品廠商和零售品廠商均區(qū)分為可貿易部門和不可貿易部門?？少Q易最終品和不可貿易最終品的生產(chǎn)分別由一個代表性的最終品廠商打包相應的零售品。市場存在無窮多個零售品廠商，可貿易零售品廠商和不可貿易零售品廠商均遵循＼[0，1＼]區(qū)間上的連續(xù)分布，每個零售品廠商單獨制定價格，廠商調整價格需要額外付出價格調整成本。每個零售品廠商利用中間品廠商生產(chǎn)的中間品和家庭供給的勞動進行生產(chǎn)。生產(chǎn)出來的零售品被最終品廠商打包，進而向家庭供給最終品和向中間品廠商提供原材料。另外，可貿易的最終品廠商還向國外出口最終品。

1可貿易部門

可貿易最終品廠商和可貿易零售品廠商共同組成可貿易部門?？少Q易部門主要代指第一、二產(chǎn)業(yè)，其生產(chǎn)的最終品可以用于出口。假設一個代表性的可貿易最終品廠商打包所有可貿易零售品進行生產(chǎn)，打包方式按照Dixit-Stiglitz的設定，可貿易最終品的生產(chǎn)函數(shù)為：endprint

YTt=∫10YTt（i）θp-1θpdiθpθp-1

其中，YTt為可貿易最終品廠商的產(chǎn)出，YTt（i）為可貿易零售品廠商i的產(chǎn)出，θp為不同零售品間的替代彈性，θp越大表示不同零售品間的競爭性越大。在約束條件為YTt=∫10YTt（i）θp-1θpdiθpθp-1的情況下，可貿易最終品廠商的利潤最大化問題為：

MaxYTt（i）PTtYTt-∫10PTt（i）YTt（i）di

其中，PTt為可貿易最終品的價格，PTt（i）為可貿易零售品i的價格。求解利潤最大化可以得到最終品廠商對零售品i的需求函數(shù)和價格的加總公式：

YTt（i）=PTt（i）/PTt-θpYTt；

PTt=∫10PTt（i）1-θpdi11-θp

假設每個可貿易零售品廠商擁有相同的技術Zt，使用中間品和勞動來生產(chǎn)不同的可貿易零售品YTt（i），生產(chǎn)函數(shù)為：

YTt（i）=ΓφTTt（i）ZtLTt（i）1-φT

其中，YTt（i）為可貿易零售品廠商i的產(chǎn)出，ΓTt（i）為可貿易零售品廠商i的中間品投入，Zt為哈羅德中性技術，LTt（i）為可貿易零售品廠商i的勞動投入，φT∈0，1為中間品的產(chǎn)出彈性。本文假設技術在可貿易部門和不可貿易部門相同，并且以一個固定比重增長Zt/Zt-1=λz。λz也是GDP、產(chǎn)出和消費等其他變量的平衡增長率?？少Q易零售品廠商實際成本最小化的一階條件為：

wtqmt=1-φTφTΓTt（i）LTt（i）；

vTt=wtZt1-φTqmtφT1-φTφT-1φT-φT

其中，qmt=Pmt/Pt為中間品的實際價格，vTt為可貿易零售品廠商的實際邊際成本。由于假設生產(chǎn)要素在廠商之間具有完全流動性，所以實際工資wt、中間品實際價格qmt和實際邊際成本vTt在不同的可貿易零售品廠商中完全相同。

由于零售品市場是壟斷競爭的，可貿易零售品廠商i可以制定自己的價格PTt（i），來最大化自己的利潤。同時假設價格調整是有成本的，參考Rotemberg[14]的做法，可貿易零售品廠商i面臨的第二次價格調整成本為Ωp2PTt（i）TPT，t-1（i）-12CTt，其中，Ωp為價格調整成本系數(shù)，本文假設可貿易部門和不可貿易部門的調整成本系數(shù)相同。πTt=PTt/PT，t-1為可貿易部門通貨膨脹率，T為可貿易部門穩(wěn)態(tài)時的通貨膨脹率，CTt為家庭對可貿易最終品的消費。在約束條件為YTt（i）=PTt（i）/PTt-θpYTt的情況下，可貿易零售品廠商的利潤最大化問題為：

MaxPTt（i）Et∑

SymboleB@ k=0βkλt+kλtPT，t+k（i）PT，t+k-vT，t+kYT，t+k（i）-Ωp2PT，t+k（i）TPT，t+k-1（i）-12CT，t+k

其中，PTt=∫10PTt（i）1-θpdi11-θp，θp>1為不同的可貿易零售品間的替代彈性（本文假設可貿易部門和不可貿易部門的零售品替代彈性相同）。對于任意的i∈（0，1），廠商之間的對稱均衡意味著PTt（i）=PTt，由可貿易零售品廠商的最優(yōu)價格選擇可以推出可貿易部門的新凱恩斯菲利普斯曲線：

vTt=θp-1θp+Ωpθp×CTtYTtπTtT-1πTtT-βEtπT，t+1T-1πT，t+1T

2不可貿易部門

與可貿易部門類似，不可貿易最終品廠商和不可貿易零售品廠商共同組成不可貿易部門。不可貿易部門主要代指第三產(chǎn)業(yè)，其生產(chǎn)的最終品不能用于出口。依然假設一個代表性的不可貿易最終品廠商打包所有不可貿易零售品進行生產(chǎn)，生產(chǎn)函數(shù)為：

YNt=∫10YNt（j）θp-1θpdjθpθp-1

在生產(chǎn)函數(shù)約束下，不可貿易最終品廠商的利潤最大化問題為：

MaxYNt（j）PNtYNt-∫10PNt（j）YNt（j）dj

求解利潤最大化可以得到不可貿易最終品廠商對零售品j的需求函數(shù)和價格的加總公式：

YNt（j）=PNt（j）PNt-θpYNt；

PNt=∫10PNt（j）1-θpdj11-θp

假設技術在可貿易部門和不可貿易部門間是同質的，即每個不可貿易零售品廠商擁有相同的技術Zt，使用中間品和勞動來生產(chǎn)不同的不可貿易零售品YNt（j），生產(chǎn)函數(shù)為：

YNt（j）=ΓφNNt（j）ZtLNt（j）1-φN

不可貿易零售品廠商實際成本最小化的一階條件和新凱恩斯菲利普斯曲線為：

wtqmt=1-φNφNΓNt（j）LNt（j）；

vNt=wtZt1-φNqmtφN1-φNφN-1φN-φN；

vNt=θp-1θp+Ωpθp×CNtYNtπNtN-1πNtN-βEtπN，t+1N-1πN，t+1N

（三）中間品廠商

參照Chang等[11]的設定，本文假設中間品市場是完全競爭的，中間品價格可以靈活調整。中間品廠商利用可貿易部門和不可貿易部門生產(chǎn)的最終品以及從國外進口的原材料進行中間品的生產(chǎn)，生產(chǎn)出來的中間品供給給零售品廠商進行零售品生產(chǎn)。完全競爭下所有中間品廠商是同質的，簡單起見，本文將其抽象為一個代表性的中間品廠商，生產(chǎn)函數(shù)為：

Γt=ΓαTThtΓαNNhtΓ1-αT-αNft

其中，Γt為中間品的產(chǎn)出，ΓTht為可貿易最終品的投入，ΓNht為不可貿易最終品的投入，Γft為中間品廠商進口的原材料投入，αT為可貿易最終品的產(chǎn)出彈性，αN為不可貿易最終品的產(chǎn)出彈性，1-αT-αN為進口原材料的產(chǎn)出彈性。中間品廠商實際成本最小化的一階條件為：endprint

qmtαTΓαT-1ThtΓαNNhtΓ1-αT-αNft=qTt；

qmtαNΓαTThtΓαN-1NhtΓ1-αT-αNft=qNt；

qmt（1-αT-αN）ΓαTThtΓαNNhtΓ-αT-αNft=qt

其中，qmt=Pmt/Pt為中間品的實際價格，qTt=PTt/Pt為可貿易最終品的實際價格，qNt=PNt/Pt為不可貿易最終品的實際價格，qt=etP*t/Pt為實際匯率，也是進口原材料的實際價格。

（四）實際經(jīng)常賬戶余額和出口沖擊

在本文的模型中，實際經(jīng)常賬戶余額定義為實際凈出口與持有國外債券的實際凈收益之和。本文假設本國出口可貿易最終品，進口原材料用于生產(chǎn)中間品。實際經(jīng)常賬戶余額cat表示為：

cat=Xt-qtΓft+etR*t-1-1B*t-1Pt

其中，Xt為本國實際出口。實際經(jīng)常賬戶盈余（赤字）意味著增持（減持）國外債券，即：

cat=etB*t-B*t-1Pt

本文假設名義國外利率為外生不變的，本國實際出口Xt與兩國價格之比qt=Pt/etP*t負相關，與國外需求沖擊X*t正相關，本國出口函數(shù)為：

Xt=PtetP*t-θX*tZt=qθtX*tZt

其中，θ為出口需求彈性，Zt為本國生產(chǎn)技術。為了滿足平衡增長，假設本國實際出口與本國生產(chǎn)技術同步增長。國外需求沖擊X*t服從以下形式的AR（1）過程：

logX*t=（1-ρx）log*+ρxlogX*t-1+σxεxt

其中，*為國外需求沖擊X*t的穩(wěn)態(tài)水平，ρx∈0，1為自相關系數(shù)，σx為自回歸標準差，εxt～N0，1為沖擊擾動項。

（五）政府部門

本文不考慮財政政策影響，政府部門簡化為中央銀行。中央銀行發(fā)行政府債券和貨幣，擁有外匯儲備，執(zhí)行固定匯率制度（et/et-1=γe=1）和實施資本管制。中央銀行從居民手中購買部分國外債券，購買資金來源于增發(fā)貨幣和政府債券。中央銀行的流動性約束為：

etB*gt-R*t-1B*g，t-1≤Bst-Rt-1Bst-1+Mst-Mst-1

其中，B*gt為中央銀行持有的名義國外債券，R*t為名義國外利率，Bst為本國政府發(fā)行的名義債券，并全部由國內居民持有。Rt為本國名義利率，Mst為中央銀行發(fā)行的名義貨幣量。本文假設中央銀行的貨幣政策目標為保持國內物價穩(wěn)定，當通貨膨脹時減少貨幣供給量，當通貨緊縮時增加貨幣供給量。貨幣政策規(guī)則方程為：

logμt-log=δlogπt-log

其中，μt為名義貨幣增長率，為穩(wěn)態(tài)時的名義貨幣增長率，πt為本國通貨膨脹率，為穩(wěn)態(tài)時的國內通貨膨脹率，δ<0為貨幣政策反應系數(shù)。

（六）市場出清和一般均衡

經(jīng)濟在均衡時處于如下狀態(tài)：代表性家庭效用最大化的一階條件成立，所有廠商成本最小化和利潤最大化的一階條件成立，所有部門的預算約束以等式形式成立，各個市場（可貿易最終品、不可貿易最終品、中間品、勞動、國內債券、國外債券和貨幣）均出清。出清條件如下：

YTt=ΓTht+Xt+CTt+Ωp2πTtT-12CTt+Bt+etB*ptPtΩb4ψt-2 ；

YNt=ΓNht+CNt+Ωp2πNtN-12CNt+Bt+etB*ptPtΩb4ψt-2；

Γt=∫10ΓTt（i）di+∫10ΓNt（j）dj；

Lt=∫10LTt（i）di+∫10LNt（j）dj；

Bst=Bt；

B*t=B*pt+B*gt；

Mst=Mt

另外，實際國內生產(chǎn)總值GDPt定義為總量實際消費Ct與實際凈出口Xt-qtΓft的和：

GDPt=Ct+Xt-qtΓft

三、參數(shù)校準和動態(tài)模擬

（一）參數(shù)校準

本文所構建的動態(tài)隨機一般均衡模型中包含的參數(shù)共有18個，分別為家庭部門的參數(shù)β、φm、、η、Ωb、和γ；零售品廠商的參數(shù)φT、φN、λz、θp和Ωp；最終品廠商的參數(shù)θ；中間品廠商的參數(shù)αT和αN；貨幣政策反應系數(shù)δ；沖擊參數(shù)ρx和σx。參照Chang等[11]的研究成果，設定主觀貼現(xiàn)率β=09950，穩(wěn)態(tài)勞動供給=04000（即家庭每天有96個小時供給勞動），債券調整成本系數(shù)Ωb=06000，穩(wěn)態(tài)時的債券持有比重=09000，技術進步率λz=10200，價格調整成本系數(shù)Ωp=600000，出口沖擊自相關系數(shù)ρx=09500，出口沖擊標準差σx=00100。參照Chari等[15]的研究成果，設定貨幣在效用中的權重φm=00600，不同零售品間的替代彈性θp=100000，貨幣政策反應系數(shù)δ=-25000。參照 Pencavel[16]的研究成果，設定勞動替代彈性η=20000，零售品廠商使用的可貿易廠商、不可貿易廠商的中間品產(chǎn)出彈性分別為φT=05000、φN=05000，中間品廠商使用的可貿易最終品產(chǎn)出彈性、不可貿易最終品產(chǎn)出彈性分別為αT=03000、αN=03000。參照Blalock和Gertler[13]的研究成果，設定出口需求彈性θ=15000，可貿易最終品和不可貿易最終品的消費替代彈性γ=05000。

（二）去全球化沖擊的動態(tài)模擬

去全球化沖擊主要表現(xiàn)為需求端的出口沖擊，而且是一種暫時性的負向沖擊。為了方便分析去全球化沖擊對產(chǎn)業(yè)結構調整的影響，并解釋沖擊的動態(tài)傳導機制，筆者根據(jù)參數(shù)校準結果動態(tài)模擬模型在負向出口沖擊作用下的脈沖響應。由于本文模型假設經(jīng)濟是有增長趨勢的，而運用Dynare軟件進行政策模擬時要求變量在穩(wěn)態(tài)時不能含有增長因素，所以本文參照Chang等[11]的研究對模型進行去趨勢處理，將所有非價格變量、非增長率變量都除以技術變量Zt。變量去趨勢后可貿易部門的脈沖響應如圖1所示。圖1和圖2中的變量均為原變量去趨勢后對其穩(wěn)態(tài)值的對數(shù)偏離。限于篇幅，本文僅報告可貿易部門和不可貿易部門對負向出口沖擊的脈沖響應，其他結果未在正文列出，留存?zhèn)渌?。endprint

在本文的模型中，去全球化沖擊作為一種負向出口需求沖擊，會直接影響可貿易部門的出口量。從圖1可知，當暫時性的負向出口需求沖擊來臨后，第1期的出口Xt相對穩(wěn)態(tài)水平瞬時下降了00085，下降的需求壓力作用下，可貿易部門的價格PTt在第1期出現(xiàn)下降，導致第1期的通貨膨脹率πTt相對穩(wěn)態(tài)水平瞬時下降了00001左右?？鐣r替代效應作用下，第1期可貿易品價格的下降會引導居民增加本期消費，使得可貿易品的消費CTt在第1期相對穩(wěn)態(tài)水平上升了約00003。由于消費的增加不足以彌補出口的減少，市場出清條件下使得可貿易部門的產(chǎn)出YTt在第1期相對穩(wěn)態(tài)水平下降了00040。可貿易部門產(chǎn)出YTt的減少，會減少可貿易品的要素需求ΓTt和LTt，導致在第1期可貿易部門對中間品和勞動的投入相對穩(wěn)態(tài)水平分別減少00035和00045?？少Q易部門對要素需求的減少會降低中間品的價格Pmt和可貿易部門的工資wt，使得可貿易部門工資wt在第1期瞬時相對穩(wěn)態(tài)水平下降了00008。由于本文假設工資在兩個部門間永遠是相同的，所以工資wt在不可貿易部門的動態(tài)調整與可貿易部門的調整路徑是完全相同的。

沖擊經(jīng)過可貿易部門后再向不可貿易部門傳導，相關脈沖響應如圖2所示。

圖2不可貿易部門對負向出口沖擊的脈沖響應

從圖2可知，對于不可貿易部門而言，工資wt和中間品價格Pmt的下降使得不可貿易部門的生產(chǎn)成本降低，進而激勵不可貿易部門在第1期追加對生產(chǎn)要素LNt和ΓNt的投入，使得不可貿易部門對勞動和中間品的需求在第1期相對穩(wěn)態(tài)水平分別增加了00018和00008。由于追加的要素投入，不可貿易部門產(chǎn)出YNt在第1期相對穩(wěn)態(tài)水平上升了00013。不可貿易部門產(chǎn)出增加使得不可貿易品價格PNt出現(xiàn)下降，第1期通貨膨脹率πNt相對穩(wěn)態(tài)水平下降了約00001。跨時替代效應作用下，不可貿易品價格的下降會引導居民增加本期消費，使得不可貿易品的消費CNt在第1期相對穩(wěn)態(tài)水平上升了00015。綜合圖1和圖2，在負向出口沖擊下，第1期可貿易部門產(chǎn)出的減少和不可貿易部門產(chǎn)出的增加共同導致了第一、二產(chǎn)業(yè)相對第三產(chǎn)業(yè)比重的下滑，產(chǎn)業(yè)結構調整開始出現(xiàn)。

負向出口沖擊在第1期結束后，整個經(jīng)濟系統(tǒng)開始向穩(wěn)態(tài)水平收斂。收斂路徑為：出口需求的逐漸回升帶動可貿易部門通貨膨脹率緩慢上漲，導致可貿易品的消費開始逐漸下降，消費下降的幅度小于出口回升的幅度，凈需求的緩慢上升帶動可貿易部門產(chǎn)出開始逐漸上漲，可貿易部門的要素需求也開始逐漸回升，要素價格慢慢上漲。不可貿易部門在要素價格回升的壓力下，開始減少對要素的投入，產(chǎn)出也逐漸降回穩(wěn)態(tài)水平。不可貿易部門供給的緩慢下降抬升了不可貿易品的價格，通貨膨脹開始回升，使得不可貿易品消費慢慢回落。

去全球化沖擊加速了中國產(chǎn)業(yè)轉型，但從中國宏觀經(jīng)濟總量指標來看，去全球化沖擊的影響是負面的。為此，本文對去全球化沖擊下宏觀經(jīng)濟總量指標進行了動態(tài)模擬，模擬結果顯示，去全球化沖擊減少了中國的國內生產(chǎn)總值和總量勞動供給，加大了通貨緊縮的壓力和資本外流的規(guī)模。限于篇幅，本文沒有報告宏觀經(jīng)濟總量指標對負向出口沖擊的脈沖響應，留存?zhèn)渌鳌?/p>

四、結論

本文構建了一個開放條件下的新凱恩斯DSGE模型，并引入資本管制和匯率干預兩種摩擦來更好地擬合中國的特征事實。通過對模型進行參數(shù)校準和動態(tài)模擬得出以下結論：第一，去全球化沖擊在可貿易部門和不可貿易部門間的非對稱影響是金融危機后中國產(chǎn)業(yè)結構加速調整的重要影響機制。去全球化沖擊通過壓縮可貿易部門的出口需求來限制第一、二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同時導致生產(chǎn)要素從可貿易部門向不可貿易部門轉移，從而促進第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，加速了產(chǎn)業(yè)轉型。第二，去全球化沖擊在加速產(chǎn)業(yè)轉型的過程中，對中國宏觀經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了不利影響。去全球化沖擊減少了中國的國內生產(chǎn)總值和總量勞動供給，加大了通貨緊縮的壓力和資本外流的規(guī)模。

上述研究結論表明，金融危機后中國產(chǎn)業(yè)轉型加速和出口下降的相關性變化并非偶然，兩者存在重要的因果關系。去全球化沖擊在不同部門間的非對稱影響是金融危機后中國產(chǎn)業(yè)結構調整加速的重要影響機制之一，而旨在加速產(chǎn)業(yè)轉型的產(chǎn)業(yè)政策的作用效果被高估。另外，雖然去全球化沖擊加速了中國產(chǎn)業(yè)轉型，但對中國宏觀經(jīng)濟的總體發(fā)展也產(chǎn)生了消極的影響。防范經(jīng)濟去全球化的風險并進一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)政策，對于加快中國經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)轉型具有重要意義。

參考文獻：

[1]李強環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結構調整——基于Baumol模型的理論分析與實證研究[J]經(jīng)濟評論，2013，（5）：100-107

[2]原毅軍，謝榮輝環(huán)境規(guī)制的產(chǎn)業(yè)結構調整效應研究——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗[J]中國工業(yè)經(jīng)濟，2014，（8）：57-69

[3]張同斌，高鐵梅財稅政策激勵、高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構調整[J]經(jīng)濟研究，2012，（5）：58-70

[4]安苑，王珺財政行為波動影響產(chǎn)業(yè)結構升級了嗎？——基于產(chǎn)業(yè)技術復雜度的考察[J] 管理世界，2012，（9）：19-35

[5]儲德銀，建克成財政政策與產(chǎn)業(yè)結構調整——基于總量與結構效應雙重視角的實證分析[J]經(jīng)濟學家，2014，（2）：80-91

[6]付宏，毛蘊詩，宋來勝創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構高級化影響的實證研究——基于2000—2011年的省際面板數(shù)據(jù)[J]中國工業(yè)經(jīng)濟，2013，（9）：56-68

[7]薛繼亮技術選擇與產(chǎn)業(yè)結構轉型升級[J]產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2013，（6）：29-37

[8]張國強，溫軍，湯向俊中國人力資本、人力資本結構與產(chǎn)業(yè)結構升級[J]中國人口·資源與環(huán)境，2011，（10）：138-146

[9]張桂文，孫亞南人力資本與產(chǎn)業(yè)結構演進耦合關系的實證研究[J]中國人口科學，2014，（6）：96-106

[10]Obstfeld， M， Rogoff， K Exchange Rate Dynamics Redux [J] Journal of Political Economy， 1995， 103（3） ： 624-660

[11]Chang， C， Liu， Z， Spiegel， MM Capital Controls and Optimal Chinese Monetary Policy [J] Journal of Monetary Economics， 2015， 74（6） ：1-15

[12]黃志剛加工貿易經(jīng)濟中的匯率傳遞：一個DSGE模型分析[J]金融研究，2009，（11）：32-48

[13]Blalock， G，Gertler，P.J. Welfare Gains From Foreign Direct Investment Through Technology Transfer to Local Suppliers [J] Journal of International Economics， 2008， 74（2） ： 402-421

[14]Rotemberg， JJ. Sticky Prices in the United States [J] Journal of Political Economy， 1982， 90（6） ： 1187-1211

[15]Chari， VV，Kehoe，P.J.，Mcgrattan，E.R. Sticky Price Models of the Business Cycle： Can the Contract Multiplier Solve the Persistence Problem？ [J] Econometrica， 2000， 68（1） ：1151-1179

[16]Pencavel， J Labor Supply of Men： A Survey [Z] Handbook of Labor Economics， 19863-102

（責任編輯：孫艷）endprint