張四燦 張 云

一、引言

改革開放以來,中國取得矚目的經濟成就,實現(xiàn)年均GDP增長率9.7%,經濟穩(wěn)定性自20世紀90年代中期后顯著增強,呈現(xiàn)平穩(wěn)化趨勢 (林建浩和王美今,2016[1])。在經濟實現(xiàn)平穩(wěn)增長過程中,投資的作用尤為突出,尤其是應對2008年美國金融危機。然而,“高投資驅動型”經濟增長模式也帶來了一些深層經濟問題,尤其是總需求結構失衡,表現(xiàn)為投資率過高、消費率過低。此時,若仍一味依靠投資拉動經濟增長勢必進一步加劇總需求結構失衡,嚴重制約經濟的可持續(xù)發(fā)展,明顯違背近年來中央經濟工作會議反復提及的 “穩(wěn)增長、調結構、轉方式”的宏觀經濟政策目標。如何理解投資在穩(wěn)定經濟增長的作用以及如何調整需求結構失衡,實現(xiàn)經濟發(fā)展方式的有效轉變,這些問題的研究和解決無疑對實現(xiàn)新常態(tài)下中國經濟的平穩(wěn)增長以及促進 “供給側結構性改革”具有重要的理論和現(xiàn)實意義。本文的研究與以下兩方面的研究有關:第一,有關經濟波動的研究；第二,有關總需求結構失衡問題的研究。

第一,經濟波動的原因及應對政策一直是宏觀經濟學的主要研究議題之一。當今,宏觀經濟波動研究主要包括真實經濟周期理論和新凱恩斯經濟周期理論。其中,真實經濟周期理論強調技術沖擊對經濟波動的影響,也注重投資沖擊對產出波動的影響,而新凱恩斯經濟周期理論則更為強調貨幣沖擊的影響。上述理論能夠較好解釋發(fā)達國家尤其是美國的經濟波動問題,而在解釋中國經濟波動問題上差強人意。事實上,模型描述的環(huán)境與中國實際狀況相差甚遠,中國學者對模型不斷改進以增強其解釋中國經濟波動的力度。現(xiàn)有文獻主要涉及以下幾方面:黃賾琳 (2005)[2]研究了政府消費的影響；許偉和陳斌開 (2009)[3]從銀行信貸角度進行了研究；陳曉光和張宇麟 (2010)[4]研究了家庭和企業(yè)在信貸約束方面的差異；陳師和趙磊 (2009)[5]考察了中性技術沖擊和非中性技術沖擊的差異；孫寧華和曾磊 (2013)[6]分析了制度變遷因素的影響；王國靜和田國強 (2014)[7]分析了金融沖擊對企業(yè)信貸約束狀況的影響。

第二,有關中國總需求結構失衡的研究主要集中在兩方面,一方面是關于中國需求結構失衡程度測算與判斷的研究,一些學者基于跨國經驗比較對我國需求結構做出判斷:晁鋼令和王麗娟 (2009)[8]在對錢納里消費率標準修正基礎上,認為我國消費率偏低；蔡躍洲和王玉霞 (2010)[9]在考慮投資和消費結構因素基礎上,利用跨國數(shù)據(jù)實證檢驗得出現(xiàn)階段我國投資消費結構明顯失衡,偏離合理水平。不過,跨國經驗比較分析方法忽視國家內在結構對需求結構的影響,并且僅通過歷史數(shù)據(jù)比較及統(tǒng)計分析方法對一國的需求結構做出判斷?？紤]到上述方法的局限性,因此,另一方面,一些學者從經濟動態(tài)效率視角對上述問題進行研究,即基于新古典增長模型所定義的資本存量黃金律水平,得到投資率和消費率的理論最優(yōu)值,并根據(jù)實際數(shù)據(jù)對經濟需求結構狀況做出判斷,如Lee等 (2012)[10]認為中國的實際投資率高于最優(yōu)投資率10%以上,吳忠群和張群群 (2011)[11]研究發(fā)現(xiàn)中國的消費率實際值遠低于理論最優(yōu)值。后經過Abel等 (1989)[12]改進并提出AMSZ現(xiàn)金流量準則,該準則能夠簡便判斷經濟是否存在過度投資,如曹建海和李芳琴 (2016)[13]認為自2003年以來中國存在過度投資?？偠灾?目前學者們對中國總需求結構失衡已達成共識,但對中國總需求結構失衡成因并未形成一致看法,主流解釋包括三方面:人口結構和經濟結構轉型 (Yao,2011[14]；李稻葵等,2009[15]；白重恩和錢震杰,2009[16])、政府實施的要素扭曲政策,尤其是利率管制 (Huang和Wang,2010[17]；陳彥斌等,2014[18]；陳斌開和陸銘,2016[19])、政府與體制因素 (柳慶剛和姚洋,2012[20]；王文甫等,2016[21])。

從上述文獻梳理不難發(fā)現(xiàn),鮮有研究探討總需求結構失衡對經濟波動的影響,僅王文甫等 (2016)[21]從財政支出有偏性視角對上述問題進行研究,但沒有對總需求結構渠道在傳導外生沖擊并最終引起經濟波動所發(fā)揮的作用方面進行細致研究。事實上,投資波動狀況在很大程度上決定了總產出的波動狀況 (龔剛和林毅夫,2007[22]),而中國經濟是典型的 “高投資驅動型”,投資率遠高于其他國家,總需求結構失衡尤為突出 (陳彥斌等,2014[18])。這表明經濟波動與總需求結構失衡很可能存在某種關聯(lián),有鑒于此,本文在擴展的真實經濟周期模型基礎上對上述問題進行探討,其具體作用機制可作如下理解。

中國經濟的高速增長是典型的 “高投資驅動型”,投資率遠高于其他國家。①中國投資率是高收入國家和中低收入國家同期水平均值的兩倍以上 (曹建海和李芳琴,2016[13])。具體而言,中國以GDP為核心的政績考核制度對官員形成有效激勵,為獲得政治晉升,官員有強烈動機推動地方經濟增長,這往往需要借助投資手段來實現(xiàn)經濟增長目標:一方面,政府采取行政命令方式將投資計劃下達至各類國有企業(yè),同時要求商業(yè)銀行在信貸上予以支持,引發(fā)企業(yè)投資規(guī)模增大,但會導致企業(yè)偏離利率目標；②例如王曦和陸榮 (2010)[23]指出:在應對2008年美國金融危機時,中國推出的 “四萬億”投資計劃要求地方政府和國有企業(yè)予以配合,同時商業(yè)銀行在信貸上予以支持。③銀行垂直化管理后,地方政府往往通過較高行政級別影響銀行高管、呼吁金融業(yè)入駐或參與金融方面活動等方式影響銀行信貸 (曹春芳等,2014[24])。另一方面,通過利率管制政策人為壓低企業(yè)融資成本,企業(yè)在利潤動機驅動下自發(fā)擴大投資規(guī)模。④根據(jù)陳斌開和陸銘 (2016)[19]估計,中國實際貸款利率和存款利率長期處于低水平。其中,實際貸款利率1987年至2009年的平均值還不到1%,而存款利率更低。中國利率市場化進程始于1996年6月1日中國人民銀行宣布放開銀行同業(yè)拆借利率,2015年10月24中國人民銀行宣布放開存款利率上限,標志著我國利率市場化進程基本完成。2018年4月11日中國人民銀行行長易綱在博鰲亞洲論壇上表示,目前我國仍存在一些 “利率管制”:存貸款方面仍有基準利率。與此同時,實體經濟普遍存在金融摩擦,這導致企業(yè)外部融資升水幅度依賴于自身資產負債狀況,而企業(yè)資產負債狀況具有明顯的順周期性,導致企業(yè)外部融資升水呈現(xiàn)逆周期性,加劇投資的變異性。不過,政府能夠通過利率管制壓低企業(yè)貸款利率,減輕企業(yè)外部融資升水幅度,進一步刺激企業(yè)投資。在上述機制的共同作用下,經濟的總體投資規(guī)模不斷增大,投資率不斷攀升,引發(fā)總需求結構失衡等一系列投資負面效應。

對于上述作用機制的刻畫,本文在基本的真實經濟周期模型中做了三方面改進:第一,政府通過行政指令方式對國有企業(yè)下達投資計劃,本文通過將企業(yè)的目標描述為利潤與規(guī)模的加權平均來刻畫 (詹新宇和方福前,2012[25])；第二,采用類似金中夏等(2013)[26]的處理方式,通過不同穩(wěn)態(tài)利率水平下模型的動態(tài)性質研究,探討利率管制對企業(yè)投資的影響；第三,引入金融加速器機制探討金融摩擦對企業(yè)投資變動的影響 (Bernanke等,1999[27])。

本文的研究和創(chuàng)新可以歸納為如下四點:第一,鑒于基本的真實經濟周期模型的基礎假定與中國實際經濟現(xiàn)狀相差甚遠,本文對模型的一些基本行為方程作了改進以期更好體現(xiàn)中國經濟具有的特性,恰恰是這些修正的行為方程可能體現(xiàn)的是中國經濟波動變化的主導因素。第二,已有文獻在探討中國經濟波動問題時,往往忽視經濟結構渠道即總需求結構渠道在傳導外生沖擊并最終引起經濟波動時所發(fā)揮的作用:政府干預和利率管制均會導致總需求結構失衡,這使得投資占產出比重上升,而消費占產出比重下降,投資對產出波動的影響程度上升,數(shù)值模擬分析表明上述渠道確實存在。第三,分別探討了政府干預和利率管制對需求結構產生影響的具體機制:政府干預通過影響企業(yè)賦予產出權重并降低了企業(yè)對要素價格的敏感性,導致企業(yè)投資需求過旺,并擠占了用于消費的產出份額；而利率管制則壓低了儲蓄利率和貸款利率,降低家庭儲蓄收益和消費水平并刺激企業(yè)過度投資,導致需求結構失衡。第四,證實了金融加速器機制對外生沖擊的放大效應依賴于經濟結構渠道:經濟結構失衡越嚴重,金融加速器對外生沖擊的放大效應越明顯,導致經濟抵御不利沖擊的能力下降。因此,推進利率市場化和降低政府微觀干預二者需要同步進行才能有效改善經濟結構,從而真正提升經濟抵御不利沖擊的能力,增強經濟穩(wěn)定性。

本文接下來安排如下:第二部分構建理論模型,分析了政府干預和利率管制引發(fā)需求結構失衡的具體機制；第三部分為模型參數(shù)校準賦值；第四部分對模型進行數(shù)值模擬分析,探討政府干預、利率管制通過經濟結構渠道對經濟穩(wěn)定性產生的影響；第五部分總結了本文主要結論并給出相關政策啟示。

二、理論模型構建

假設模型經濟包括家庭、產品生產者、資本生產者、企業(yè)家和銀行五類經濟主體。其中,家庭消費、工作并通過銀行儲蓄；產品生產者投入資本和勞動兩種要素進行生產,并向家庭和資本生產者銷售產品；資本生產者從事資本品生產,并出售給企業(yè)家；企業(yè)家向銀行貸款為其資本支出融資,并通過向產品生產者提供資本品租賃服務獲取收益；銀行部門則將家庭儲蓄轉化為企業(yè)信貸。具體如圖1所示。

圖1 模型經濟運行示意圖

（一）家庭

假設代表性家庭每期選擇消費Ct、勞動供給Lt和儲蓄Dt,其偏好為:

其跨期預算約束方程滿足:

其中,參數(shù)0＜β＜1、ξ＞0。wt表示實際工資,wtLt則表示家庭勞動收入；Rt表示從第t-1期到第t期的儲蓄利率,Rt-1Dt-1則表示家庭儲蓄收益；由于家庭持有企業(yè)家、資本生產者和銀行的股份,家庭獲得利潤額Πt；tret表示家庭獲得的企業(yè)凈財富轉移額:tret=(1-p)Nt-we；Tt表示政府一次性總付稅收,并用于政府消費。假設政府消費Gt服從 AR(1) 過程:正如黃賾琳 (2005)[2]指出:政府支出影響到消費和就業(yè)的波動性,本文采用 Christiano和 Eichenbaum(1992)[28]的處理方式,假設家庭效用取決于有效消費ECt:ECt=Ct+ηGt。

由此,家庭關于勞動和消費的最優(yōu)決策滿足:

（二）產品生產者

現(xiàn)有中國經濟體制下,政府對企業(yè)決策仍然具有較強干預能力,尤其是國有企業(yè),表現(xiàn)在:經濟形勢下行時,政府往往制定大規(guī)模投資刺激計劃,這些投資計劃往往通過行政命令方式下達至各類國有企業(yè),實現(xiàn) “保增長”目的。①中國之所以重視經濟增長速度主要在于很多經濟問題的解決依賴于高增長,如就業(yè)問題、收入分配問題、民生問題等 (陳彥斌和陳小亮,2014[29])。本質上,上述政府干預強度可以通過企業(yè)對產量賦予的權重大小來衡量。具體來說,假設企業(yè)追求利潤與產出加權平均值的最大化:

其中,參數(shù)θ賦值大小反映了政府通過行政命令干預企業(yè)投資的強度:參數(shù)θ取值越大,意味政府要求國有企業(yè)執(zhí)行投資計劃規(guī)模越大。假設企業(yè)生產技術:

其中,Yt表示產出水平,Kt-1和Lt分別表示企業(yè)投入的資本和勞動要素數(shù)量,At表示技術沖擊且服從 AR (1) 過程:參數(shù)α表示資本的產出彈性。

由此,生產者關于資本和勞動的最優(yōu)投入滿足:

（三）資本生產者

根據(jù)Christensen和Dib(2008)[30]做法,假設資本品生產者在每期中采用線性生產技術將未折舊資本品Kt-1和投資品It結合得到新資本品Kt,但受到二次調整成本和投資專有性沖擊xt影響。因此,資本生產者的投資決策問題可記為:

由此,資本生產者的最優(yōu)投資決策滿足:

此時,經濟中物質資本演變方程滿足:

其中,Qt表示資本價格,It表示投資數(shù)量,δ表示資本折舊率,φK衡量資本調整成本大小,投資專有性沖擊xt服從AR(1) 過程:

（四）企業(yè)家

假設經濟中存在連續(xù)統(tǒng)集合 [0,1]的風險中性企業(yè)家,每期擁有凈資產的企業(yè)家i從銀行獲得貸款,并用于購買資本。在資本投入生產前會受到個體性沖擊ωt+1影響,導致企業(yè)家實際擁有資本為。假設個體性沖擊ωt+1獨立同分布且服從均值為1、標準差為σω的對數(shù)正態(tài)分布,其分布函數(shù)為F(ω)。在第t+1期期初,企業(yè)家i通過向生產者租賃資本獲得資本邊際產出rt+1,并在期末按照價格Qt+1出售未折舊資本 (1-δ)ωt+1因此,企業(yè)家持有資本的收益率為其中,

按照Bernanke等 (1999)[27]做法,假設企業(yè)家和銀行關于個體性沖擊ωt+1的實現(xiàn)值存在信息不對稱:企業(yè)家無需支付任何費用便可觀察到結果,而銀行需要支付相應費用才能觀察到上述結果。此時,只有企業(yè)家發(fā)生貸款違約時,銀行才會選擇對企業(yè)家破產清算。具體來說,第t期企業(yè)家與銀行簽訂的債務合約明確貸款額和貸款利率當企業(yè)家履行債務合約時,銀行獲得企業(yè)家獲得而企業(yè)家破產違約時,銀行獲得企業(yè)資產的 (1-μ)份額,即剩余企業(yè)資產則用于支付審查成本。因此,只有當資本收益率足夠高時,企業(yè)家才會履行合約,否則違約。這意味著個體性沖擊的違約臨界值滿足:

此時,在銀行參與約束即零利潤條件下,企業(yè)家i選擇債務合約來最大化下期預期利潤:

為求解上述問題,按照Bernanke等 (1999)[27]的定義:銀行獲得企業(yè)家收益份額Γ、 企業(yè)家收益用于審計費用的份額和企業(yè)杠桿其中,

由此,企業(yè)家關于最優(yōu)債務合約選擇問題可表述為:在銀行參與約束即零利潤條件下,選擇和以實現(xiàn)預期利潤最大化:

由此,企業(yè)家選擇的杠桿和違約閾值滿足:

其中,ηt表示銀行參與約束的拉格朗日乘數(shù)。考慮到企業(yè)家風險中性,企業(yè)家i凈資產并不會影響到上述問題的求解,故所有企業(yè)將會選擇相同的杠桿。為方便起見,將變量的上標i省略。

因此,企業(yè)家選擇的最優(yōu)金融合約滿足:

給定資本收益率和儲蓄利率Rt下,利用企業(yè)家的最優(yōu)金融合約條件和銀行零利潤條件得到:φt且滿足φ′(·) ＞0、ρ′(·)＞0。上述兩個函數(shù)說明了企業(yè)杠杠與風險溢價之間的聯(lián)系:由于企業(yè)的杠桿水平越高,其破產概率越高,銀行要求企業(yè)更高的準利潤率 (quasi-profit margin)或風險溢價 (risk premium)作為補償。①因此,在保持企業(yè)的凈資產Nt和儲蓄利率Rt不變下,預期資本收益率越高,銀行越傾向于向企業(yè)貸款,企業(yè)獲得貸款額越高,從而企業(yè)的資本支出額越高。不過,隨著企業(yè)負債率提高,企業(yè)預期違約成本也將會上升,從而限制了企業(yè)資本支出額的無限增大。

在實現(xiàn)資本收益率后,假設企業(yè)家有(1-p)的概率破產退出市場,其資產轉移給家庭,這表明企業(yè)家始終無法完全自籌資本支出。此外,每期中破產企業(yè)家由一批從家庭獲得資產we的新企業(yè)家代替,保證企業(yè)家數(shù)目不變。因此,每期中企業(yè)家的凈資產包括存活企業(yè)家的資產和新進入企業(yè)家的資產:

（五）銀行

競爭性銀行按照債務合約規(guī)定的貸款利率向企業(yè)發(fā)放貸款,但企業(yè)破產違約風險導致的成本致使銀行僅獲得儲蓄利率Rt。與此同時,銀行需要按照儲蓄利率Rt向家庭支付利息,最終銀行僅獲得預期零利潤。

（六）市場出清

當產品市場出清時,滿足:

（七）模型穩(wěn)態(tài)性質

本部分將對模型經濟的穩(wěn)態(tài)性質展開研究。根據(jù)模型的最優(yōu)債務合約條件和銀行零利潤條件得到穩(wěn)態(tài)水平的資本K、資本產出比K/Y滿足:

其中,f(·)為函數(shù)φ(·)的反函數(shù)。上式表明由于銀行和企業(yè)間存在信息不對稱,考慮到企業(yè)破產違約風險導致的成本,銀行會提高債務合約規(guī)定的貸款利率,致使資本生產者的資本供給下降。不過,政府可以通過利率管制壓低儲蓄利率R,進而降低企業(yè)的貸款成本,刺激企業(yè)投資需求,增加資本供給。然而,企業(yè)的投資意愿并非單純取決于貸款成本,更取決于其對未來經濟發(fā)展前景的預測。若企業(yè)對未來發(fā)展前景持悲觀態(tài)度,即使貸款利率下降,企業(yè)的投資意愿也會不強。這時,政府可以通過干預國有企業(yè)投資來實現(xiàn)擴大投資規(guī)模的目的,即政府干預參數(shù)θ取值增大?？傊?政府通過利率管制和干預企業(yè)微觀決策等手段擴大企業(yè)投資水平,實現(xiàn) “保增長”的目的。然而,投資規(guī)模的擴大導致用于消費的產出份額下降,引發(fā)需求結構失衡。具體來說,穩(wěn)態(tài)水平下,投資占產出比重和消費占產出比重分別為:

由此,不難得到如下結論:

結論1：?(C/Y)/?R＞0、?(I/Y)/?R＜0, 說明政府利率管制強度增大即壓低實際利率,經濟總需求結構會出現(xiàn)失衡。

結論1的經濟內涵是:利率管制導致存貸款利率遠低于正常的水平:一方面,壓低的存款利率導致家庭儲蓄收益受損,降低家庭可支配收入水平,最終影響到消費水平的提高；另一方面,利率管制導致企業(yè)的貸款利率遠低于均衡市場利率,扭曲信貸市場的價格信號,刺激企業(yè)為廉價金融資源尋找投資機會,增加機器設備等資本要素投入。此外,勞動和資本要素的相對價格改變,企業(yè)會理性減少勞動投入,這種要素間的替代效應會間接影響到家庭勞動收入,從而對消費增加產生不利影響。由此,通過上述效應,利率管制導致投資占產出比重上升,而消費占產出比重下降,經濟出現(xiàn)需求結構失衡。

結論2：?(C/Y)/?θ＜0、?(I/Y)/?θ＞0, 說明政府微觀干預企業(yè)強度增大,同樣會導致需求結構失衡。

結論2的經濟邏輯是:政府干預導致企業(yè)偏離利率目標,產出規(guī)模動機更加強烈,降低了要素價格敏感性,要素價格信號渠道扭曲,導致生產中投入更多要素。①在政府不干預企業(yè)時,企業(yè)最終選擇的要素投入滿足邊際產出等于要素價格,但存在政府干預時,雖然資本和勞動兩種要素的價格分別為rt和wt,但政府干預導致企業(yè)對要素價格缺乏敏感性,企業(yè)最終投入的要素數(shù)量導致資本和勞動的邊際產出小于要素價格,分別等于 (1-θ)rt和 (1- θ)wt。而生產過程中受到邊際產出遞減規(guī)律影響,要素增加的產出效應會越來越不明顯。由于產出增加有限,但用于投資的份額不斷增大,影響到可用于消費的產出份額,導致需求結構失衡。

結論3：?2(I/Y)/?R?θ＜0、?2(C/Y)/?R?θ＜0,說明當政府對企業(yè)決策的干預強度越大,利率管制導致需求結構失衡會進一步加劇,反之亦然。這表明政府干預和利率管制之間具有 “放大”效應 (“加速”效應)。

（八）模型對數(shù)線性化形式

為便于考察模型經濟在穩(wěn)態(tài)附近的動態(tài)過程,本文將模型的行為方程作對數(shù)線性化處理。其中,表示變量Xt偏離穩(wěn)態(tài)水平X的百分比。

等式 (1)是家庭有效消費的對數(shù)線性化形式；等式 (2)是家庭跨期消費歐拉方程的對數(shù)線性化形式；等式 (3)表示家庭勞動供給的對數(shù)線性化形式；等式 (4)表示生產者勞動需求的對數(shù)線性化形式；等式 (5)表示生產者資本需求的對數(shù)線性化形式；等式 (6)表示資本生產者投資決策的對數(shù)線性形式；等式 (7)表示經濟中資本總量運動方程的對數(shù)線性化形式；等式 (8)表示經濟中單位資本收益的對數(shù)線性化形式；等式 (9)表示企業(yè)家外部融資風險溢價的對數(shù)線性形式,體現(xiàn)了模型的金融加速器機制；等式 (10)表示企業(yè)家凈資產運動方程的對數(shù)線性形式；等式 (11)表示經濟資源約束的對數(shù)線性化形式；等式 (12)表示生產函數(shù)的對數(shù)線性化形式；等式 (13)～(15)表示模型的外生沖擊。

三、模型參數(shù)校準

本文涉及的宏觀經濟變量主要包括GDP、消費、投資、資本存量等。其中,1978年至2008年數(shù)據(jù)來自 《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》,2009年至2015年數(shù)據(jù)來自 《中國統(tǒng)計年鑒2016》。資本存量數(shù)據(jù)利用單豪杰 (2008)[31]的方法估計得到。在HP濾波前,每個經濟變量均按照相應價格指數(shù)折減得到實際值。數(shù)據(jù)為年度數(shù)據(jù),HP濾波參數(shù)λ設定為100。

在數(shù)值模擬分析前,需要對模型參數(shù)校準賦值。模型參數(shù)涉及家庭偏好參數(shù)、企業(yè)生產參數(shù)、金融加速器參數(shù)、外生沖擊參數(shù)以及其他參數(shù)。

家庭偏好參數(shù):主觀貼現(xiàn)率β設定按照黃賾琳(2005)[2]的做法,1978—2015年居民消費物價年平均上升5.1%,故設定β=0.949。政府消費與家庭消費的替代參數(shù)η沒有具體標準,這里將其設定為0.2。校準家庭消費與勞動的相對權重參數(shù)ξ使得勞動供給的穩(wěn)態(tài)值L=1/3,意味家庭每天工作8小時。

企業(yè)生產參數(shù):資本的收入份額參數(shù)α按照仝冰 (2010)[32]的做法,假設生產稅由企業(yè)家和勞動者按照各自要素收入份額承擔,利用1993—2015年的國民生產總值收入法數(shù)據(jù),計算得到歷年資本收入份額均值為0.438 5,故設定α=0.438 5。資本折舊率δ的年度值一般設定為0.10,季度值設定為0.025,鑒于本文采用單豪杰 (2008)[31]的方法估計資本存量,設定折舊率δ為0.109 6。資本調整成本彈性參數(shù)φK反映了企業(yè)投資對外生沖擊響應的程度,其取值越大說明企業(yè)投資對外生沖擊的反應越小,參考Bernanke等 (1999)[27]的研究,設定φK=0.25。

金融加速器機制相關參數(shù):Bernanke等(1999)[27]認為企業(yè)每季度存活率為0.972 8,這意味每年企業(yè)存活率p=0.895 6,企業(yè)外部融資升水關于杠桿的彈性參數(shù)ζ=0.05。根據(jù)仝冰 (2010)[32]的研究,資本回報率與無風險利率存款利率之間的年度差額為5.16%,故企業(yè)外部融資升水的穩(wěn)態(tài)值RK/R=1.051 6。資本與凈資產之比的穩(wěn)態(tài)值參考栗亮和劉元春 (2014)[33]的研究,設定K/N=2.58。

外生沖擊參數(shù):對于技術沖擊參數(shù)而言,利用1978—2015年的數(shù)據(jù),由生產函數(shù)計算得到索羅剩余srt=lnYt-αlnKt-(1-α)lnLt。首先,對資本收入份額α賦值0.438 5；其次,對索羅剩余srt時間序列進行線性濾波,得到技術沖擊的波動成分；最后,根據(jù)假設技術沖擊服從AR(1)過程,得到技術沖擊的一階自回歸系數(shù)ρa為0.715 8,標準差σa為0.025 0。對于政府消費沖擊參數(shù)來說,對剔除價格因素的1978—2015年政府消費數(shù)據(jù)取對數(shù)并運用HP濾波得到其波動成分,由于政府消費沖擊服從AR(1)過程,得到一階自回歸系數(shù)ρg為0.620 8,標準差σg為0.047 2；對于投資專有性沖擊參數(shù),參考陳師和趙磊 (2009)[5]的研究,設定一階自回歸系數(shù)ρx為0.717,其標準差σx為0.034 0。

其他參數(shù):資本產出比的穩(wěn)態(tài)值參考陳彥斌等(2014)[18]設定K/Y為2.5。利用1978—2015年政府消費占GDP比重的平均值設定G/Y=0.139 1。政府干預參數(shù)θ根據(jù)模型穩(wěn)態(tài)關系式K/Y=α/(1-θ)r校準得到。

表1 模型參數(shù)校準結果

四、模型數(shù)值模擬與分析

（一）經濟周期的特征事實分析

表2給出了實際經濟和模型經濟中主要宏觀經濟變量的標準差、相對于產出的波動性以及與產出的相關系數(shù)。從波動性來看,產出的實際標準差為3.13%,模擬的標準差為2.79%,Kydland-Prescott方差比率為89.1%,說明模型經濟能夠解釋89.1%的產出波動；類似地,模型經濟能夠解釋消費波動的60.4%、投資波動的77.4%、資本波動的63.2%。從波動的相對幅度來看,投資是產出波動的2.581倍,模擬值為1.997,二者比較接近；消費是產出波動的1.073倍,模擬的數(shù)值為0.645,說明模型對消費的過度波動性解釋力不是太好,但模型引入家庭的信貸約束和偏好沖擊可明顯改善模擬結果①具體分析可參考張四燦等 (2014)[34]的分析。；模擬的資本相對于產出波動為0.482,與實際值相差較大,但模型經濟模擬的相對波動排序與實際經濟非常吻合。從各個宏觀變量與產出的同期相關系數(shù)來看,模擬的投資與產出同期相關系數(shù)為0.891,略大于實際值0.855,說明模型顯示投資具有非常強的順周期性,與產出的波動變化保持高度一致性；類似地,模型經濟同樣能夠較好地再現(xiàn)消費具有的較強順周期特性,而模擬的資本周期性小于實際值。不過,模型經濟模擬的主要變量與產出的同期相關系數(shù)的排序與實際經濟非常吻合。總體而言,模型經濟能夠對實際經濟的周期特征做出較好的預測。

表2 實際經濟與模型經濟的周期波動特征比較

（二）政府干預對需求結構的動態(tài)影響機制

當前政治體制下,官員有強烈動機推動地方經濟增長,尤其是經濟出現(xiàn)下行壓力時,政府往往推出相應投資計劃,刺激經濟,這往往通過行政命令方式下達至各類國有企業(yè),實現(xiàn) “保增長”的目的。為了考慮上述機制對經濟產生的動態(tài)影響,假設政府干預參數(shù)θ服從 AR(1) 過程:lnθt=(1-ρθ)lnθ+ρθlnθt-1+εθt。①2008年美國金融危機后,中國政府短期內推出四萬億投資計劃以及隨后幾年一系列的微刺激政策,導致全社會固定資產投資占GDP比重由2007年的50.8%上升至2016年的81.5%。這表明:在經濟增速下滑時,政府持續(xù)干預經濟的動機非常強烈。因此,政府干預參數(shù)的設定符合中國現(xiàn)實經濟背景,這里主要考慮隨機沖擊對θ的持續(xù)影響帶來的宏觀經濟效應,參數(shù)ρθ賦值為0.9。

圖2給出了當政府干預受到1%的正向外生沖擊時,產出、消費、投資以及投資占產出比重的動態(tài)響應圖示。具體來說,政府對經濟的干預程度增大,意味著企業(yè)的投資決策受政府影響加大,更加注重產出目標,偏離利潤目標,對貸款利率的敏感性降低,從而扭曲了生產要素價格信號,激發(fā)企業(yè)的投資熱情,最終帶來產出水平的提高。不過,政府干預雖然實現(xiàn)“保增長”目的,但會加劇總需求結構失衡。進一步觀察圖2不難發(fā)現(xiàn):當經濟受到1%的正向政府干預沖擊時,投資對政府干預沖擊的響應比較強烈,初始上升幅度達到0.55%左右,隨后逐步恢復到穩(wěn)態(tài)水平；而產出的脈沖響應始終小于投資,產出初始上升幅度僅0.15%左右,在小幅上升后逐步恢復到穩(wěn)態(tài)水平；消費初始甚至出現(xiàn)小幅下降,隨后呈現(xiàn)駝峰狀的動態(tài)響應過程,但其峰值僅0.12%左右。此時,投資占產出比重呈現(xiàn)正向響應而消費占產出比重必然呈現(xiàn)負向響應。這是由于:政府干預強度增大降低企業(yè)對要素價格敏感性并增強企業(yè)對產出規(guī)模追求機制引發(fā)企業(yè)投資沖動,正如柳慶剛和姚洋 (2012)[20]所言,政府在基礎設施、稅收優(yōu)惠、銀行信貸、員工招聘等方面給予企業(yè)優(yōu)惠條件,積極吸引企業(yè)在其轄區(qū)內落戶和投資。此外,政府還通過較高行政級別影響銀行高管、呼吁金融業(yè)入駐或參與金融方面活動等方式影響銀行信貸 (曹春芳等,2014[24])。在獲得充足的金融資源后,企業(yè)的投資熱情被充分調動,但投資規(guī)模的不斷增大,受資本邊際產出遞減規(guī)律影響,投資對經濟的拉動效果下降,經濟產出增加幅度遠小于投資。由于產出增加有限,但用于投資的份額不斷增大,從而影響到可用于消費的份額,導致投資占總產出的比重對政府干預沖擊的響應為正,而消費占總產出比重為負。總而言之,政府干預對消費產生抑制作用,而對投資產生刺激作用,導致并加劇需求結構失衡,明顯與發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用相悖。

（三）需求結構渠道對金融加速器機制的影響

正如前文指出,政府干預降低了企業(yè)對要素價格的敏感性并增強了企業(yè)對產出規(guī)模的追求渠道,引發(fā)企業(yè)投資沖動,并擠占了用于消費的產出份額,導致需求結構失衡。根據(jù)市場出清條件的對數(shù)線性化形式可知,投資對產出波動的影響依賴于需求結構狀況,這表明金融加速器機制對外生沖擊的放大效應與需求結構渠道存在密切關系。接下來以技術沖擊為例,本文探討政府干預通過需求結構渠道對金融加速器機制的影響。圖3和圖4分別給出不同政府干預強度下,主要宏觀經濟變量對技術沖擊的動態(tài)響應圖示。其中,FA表示包含金融加速器機制的模型,而NoFA表示不包含金融加速器機制的模型。

圖2 政府干預沖擊對主要宏觀經濟變量的動態(tài)影響

圖3 政府干預參數(shù)θ=0.2下，技術沖擊對主要宏觀經濟變量的動態(tài)影響

根據(jù)圖3和圖4不難發(fā)現(xiàn),金融加速器機制在傳導外生沖擊過程中具有明顯的放大效果。具體來說,當經濟受到正向的技術沖擊時,技術沖擊導致產出和資本邊際產出的提高,由此帶來投資需求的上升。此時,經濟處于繁榮狀態(tài),資產價格上升,企業(yè)凈資產價值上升。由于經濟中普遍存在金融摩擦,正如Bernanke等 (1999)[27]指出:企業(yè)家和銀行在資本收益率方面存在信息不對稱,企業(yè)家無需花費任何代價觀察到資本收益,而銀行需要花費一定費用才能觀察到資本收益。這樣,借貸雙方監(jiān)督成本和違約風險的存在導致企業(yè)外部融資升水幅度與其資產凈值狀況成反比例關系,而企業(yè)的凈資產具有順周期性,從而企業(yè)外部融資升水內生化并且呈現(xiàn)逆周期性。由此,企業(yè)外部融資升水幅度隨著企業(yè)凈資產價值的上升而下降,帶來企業(yè)外部融資成本下降,刺激企業(yè)增加銀行信貸,導致投資、產出和投資占產出比重進一步提高,由此產生 “加速”效應,這表明金融加速器機制導致投資波動增大,對需求結構產生不利影響。

進一步對比圖3和圖4不難發(fā)現(xiàn),政府干預強度與金融加速器效應存在密切關系:政府對經濟的干預強度越高,金融加速器機制對外生沖擊的放大效果越明顯。具體來說,當經濟受到正向的技術沖擊時,金融加速器機制導致更高的產出和投資。不過,隨著投資水平提高,企業(yè)信貸規(guī)模和杠桿率上升,引起外部融資成本上升,由此對投資需求起到抑制作用。此外,在資本邊際產出遞減規(guī)律的影響下,資本回報率逐步下降,也對投資需求產生抑制作用。然而,政府干預強度越大,企業(yè)越偏離利潤目標,對貸款利率的敏感性越低,投資需求得到抑制的效果越差。因此,政府干預強度越大,金融加速器對投資的放大效果越明顯。進一步根據(jù)結論1,政府干預強度增大導致投資占產出的比重上升,消費占產出比重下降,進而根據(jù)市場出清條件的對數(shù)線性化形式可知,需求結構失衡加劇致使投資對產出影響程度上升,而消費對產出的影響下降,這意味:政府干預強度越大,經濟需求結構失衡越大,金融加速器對外生沖擊的放大效應通過需求結構渠道得到進一步增強,導致產出波動進一步增大,對經濟穩(wěn)定性產生不利影響。

圖4 政府干預參數(shù)θ=0.6下，技術沖擊對主要宏觀經濟變量的動態(tài)影響

（四）需求結構失衡機制的加速效應研究

政府干預和利率管制均會導致需求結構失衡,并且二者對需求結構失衡的影響具有加速效應,即政府干預強度越大,利率管制導致的需求結構失衡會進一步加劇,反之亦然。由于需求結構渠道在傳導外生沖擊并最終引起經濟波動發(fā)揮重要作用,這表明要增強經濟的穩(wěn)定性,政府必須從根本上扭轉需求結構失衡。接下來本文考察需求結構失衡機制對經濟波動的影響,表3和圖5分別給出不同政府干預強度和利率水平下,模型經濟的波動狀況。

根據(jù)表3不難發(fā)現(xiàn):第一,在給定的利率水平下,隨著政府干預強度增大,模擬的產出波動性隨之增大。這主要由于模型中產出波動依賴于需求結構狀況,而政府干預導致投資占產出比重上升和消費占產出比重下降,進而導致投資對產出的影響更加顯著,由此導致產出波動增大。第二,在政府干預強度不變下,利率水平的提高帶來需求結構改善,由此降低投資對產出的影響,從而帶來產出波動的下降。

表3 不同政府干預強度和利率水平模擬的產出波動性

為了深入理解推進利率市場化和降低政府微觀干預對經濟波動的具體機制,圖5對模型經濟的動態(tài)特征進行了考察。根據(jù)圖5不難發(fā)現(xiàn):產出、消費和投資對技術沖擊的脈沖響應逐漸減弱。其中,投資的響應最大,初始偏離穩(wěn)態(tài)水平達到6%左右,其次是產出和消費,這說明投資在很大程度上決定了經濟波動的態(tài)勢。在給定政府干預強度下,存款利率上升導致產出對技術沖擊的初始響應減弱,但響應的持續(xù)性增強；而消費和投資對技術沖擊的響應程度增大且持續(xù)性增強,正如金中夏等 (2013)[26]指出,上述經濟變量的脈沖響應過程是需求結構改善的結果。根據(jù)結論2,存款利率的上升導致投資占產出的比重下降,而消費占產出的比重上升,進而根據(jù)市場出清條件的對數(shù)線性化形式可知,需求結構改善降低了投資對產出影響程度,而提高了消費對產出的影響,由此投資對產出波動的影響程度降低,這導致產出初始響應下降而持續(xù)性增加,而這正是利率市場化導致需求結構改善所帶來的經濟穩(wěn)定性增強的表現(xiàn)。進一步觀察圖5不難發(fā)現(xiàn):政府干預強度變動對產出、消費和投資的影響與利率變動類似,即政府干預強度減弱,產出和投資對技術沖擊的脈沖響應減弱,而消費則相反。這是由于政府干預減弱降低了企業(yè)投資沖動,帶來需求結構改善,由此減輕了由投資所引發(fā)的產出波動。

總而言之,扭轉需求結構失衡需要利率市場化和減少政府干預二者同步進行,由此改善的需求結構減輕了投資對產出波動的影響,緩和需求結構渠道在傳導外生沖擊并最終引起經濟波動所發(fā)揮的作用,有效提高經濟抵御沖擊的能力,增強宏觀經濟的穩(wěn)定性。

圖5 不同政府干預和利率水平下，技術沖擊對主要宏觀經濟變量的動態(tài)影響

五、結論與政策啟示

本文將金融加速器機制和政府干預因素嵌入到基本的真實經濟周期模型中,以期更好地體現(xiàn)中國實際經濟運行特點。在此基礎上,本文就政府干預、需求結構失衡與經濟波動之間的關系展開細致剖析,得到以下幾點主要結論。

第一,政府干預和利率管制均能刺激企業(yè)投資,提高產出,從而實現(xiàn)政府 “保增長”的目的,但會引發(fā)并加劇經濟總需求結構失衡。其中,政府干預降低了企業(yè)對要素價格敏感性并增強企業(yè)對產出規(guī)模的追求,刺激投資,增加產出,但受資本邊際報酬遞減規(guī)律的影響,經濟產出增加幅度遠小于投資增加規(guī)模,從而影響到可用于消費的份額,導致并加劇需求結構失衡。利率管制對需求結構的影響則通過如下機制:一方面,利率管制導致家庭儲蓄收益和收入降低,從而降低消費；另一方面,利率管制為企業(yè)提供了廉價資金,激發(fā)企業(yè)投資熱情。

第二,經濟結構渠道即總需求結構渠道在傳導外生沖擊并最終引起經濟波動確實發(fā)揮重要作用。經濟總需求結構失衡導致經濟中投資占產出比重上升,而消費占產出比重下降,這使得投資對產出波動影響上升,需求結構失衡將會降低經濟抵御不利沖擊的能力,對經濟的穩(wěn)定性產生不利影響。

第三,金融加速器機制對外生沖擊的放大效應依賴于需求結構渠道:政府干預強度越大,總需求結構失衡越嚴重,投資對產出波動的影響越大,從而金融加速器對外生沖擊的放大效應越明顯。

第四,研究了兩種需求結構失衡機制的加速效應,認為扭轉總需求結構失衡需要同時推進利率市場化和減少政府干預,由此改善的需求結構降低了投資對產出波動的影響,最終帶來經濟穩(wěn)定性增強。

根據(jù)本文的研究結論,為實現(xiàn)經濟的平穩(wěn)增長并促進 “供給側結構性改革”,本文認為在政策制定和實施過程中應注意以下幾點:第一,理清政府與市場作用的邊界,應該充分發(fā)揮市場機制在資源配置中的決定性作用,政府應該退出市場機制能夠發(fā)揮作用的領域,避免對微觀企業(yè)簡單粗暴的行政干預；政府應該在市場機制無法發(fā)揮作用的領域發(fā)揮其應有的作用,如信息不完全等問題。第二,完善中央政府對地方官員的考核指標,應改變以往單純追求經濟增長的考核指標。對官員的考核指標應該是多元化的,不僅要注重經濟增長的數(shù)量,還要更加注重經濟增長的質量,進而減少政府對企業(yè)直接行政干預,尤其是國有企業(yè),應充分尊重市場機制在配置資源中的作用,抑制由政府干預導致的投資沖動行為,注重提高投資效率。第三,推進利率市場化和降低政府微觀干預,二者需要同步進行,才能扭轉總需求結構失衡,有效提高經濟抵御不利沖擊的能力。第四,注重提高金融系統(tǒng)運行效率,減輕金融摩擦,避免企業(yè)投資過度波動。

需要注意的是,本文為研究政府干預、需求結構失衡與經濟波動提供了一個基本分析框架,這個框架可以進一步改進和擴展:第一,政府干預企業(yè)決策的強度以企業(yè)賦予產出的權重參數(shù)衡量是否有更好的指標；第二,模型引入產業(yè)結構,進而考慮需求結構與生產結構間的相互作用機制。

[1]林建浩,王美今.新常態(tài)下經濟波動的強度與驅動因素識別研究 [J].經濟研究,2016(5):27-40.

[2]黃賾琳.中國經濟周期特征與財政政策效應 [J].經濟研究,2005(6):27-39.

[3]許偉,陳斌開.銀行信貸與中國經濟波動:1993—2005[J].經濟學 (季刊),2009(3):969-994.

[4]陳曉光,張宇麟.信貸約束、政府消費與中國實際經濟周期 [J].經濟研究,2010(12):48-59.

[5]陳師,趙磊.中國經濟周期特征與技術變遷——中性、偏向性抑或投資專有技術變遷 [J].數(shù)量經濟技術研究,2009(4):19-32.

[6]孫寧華,曾磊.間歇式制度創(chuàng)新與中國經濟波動:校準模型與動態(tài)分析 [J].管理世界,2013(12):22-31.

[7]王國靜,田國強.金融沖擊和中國經濟波動 [J].經濟研究,2014(3):20-34.

[8]晁鋼令,王麗娟.我國消費率合理性的評判標準——錢納里模型能解釋嗎?[J].財貿經濟,2009(4):99-103.

[9]蔡躍洲,王玉霞.投資消費結構影響因素及合意投資消費區(qū)間——基于跨國數(shù)據(jù)的國際比較和實證分析 [J].經濟理論與經濟管理,2010(1):24-30.

[10]Lee H,Syed M,Liu X.Is China Over-Investing and Does It Matter?[R].IMF Working Paper,2012.

[11]吳忠群,張群群.中國的最優(yōu)消費率及其政策含義 [J].財經問題研究,2011(3):9-13.

[12]Abel A B,Mankiw N G,Summers L H,Zeckhauser R J.Assessing Dynamic Efficiency:Theory and Evidence[J].The Review of Economic Studies,1989,56(1):1-19.

[13]曹建海,李芳琴.中國是否存在過度投資?——基于1995—2014年投資效益的測算 [J].財經問題研究,2016(5):54-61.

[14]Yao Y.The Relationship between China's Export-led Growth and Its Double Transition of Demographic Change and Industrialization[J].Asian Economic Papers,2011,10(2):52-76.

[15]李稻葵,劉霖林,王紅領.GDP中勞動份額演變的U型規(guī)律 [J].經濟研究,2009(11):362-382.

[16]白重恩,錢震杰.國民收入的要素分配:統(tǒng)計數(shù)據(jù)背后的故事 [J].經濟研究,2009(3):27-41.

[17]Huang Y,Wang B.Cost Distortions and Structural Imbalances in China[J].China＆World Economy,2010,18(4):1-17.

[18]陳彥斌,陳小亮,陳偉澤.利率管制與總需求結構失衡 [J].經濟研究,2014(2):18-31.

[19]陳斌開,陸銘.邁向平衡的增長:利率管制、多重失衡與改革戰(zhàn)略 [J].世界經濟,2016(5):29-53.

[20]柳慶剛,姚洋.地方政府競爭和結構失衡 [J].世界經濟,2012(12):3-22.

[21]王文甫,王德新,岳超云.地方政府支出有偏性、企業(yè)融資約束與經濟結構失衡 [J].財經研究,2016(10):155-178.

[22]龔剛,林毅夫.過度反應:中國經濟 “縮長”之解釋 [J].經濟研究,2007(4):53-66.

[23]王曦,陸榮.體制演進、政府介入與投資膨脹:不確定性條件下的轉型期投資模型 [J].世界經濟,2010(11):3-23.

[24]曹春方,馬連福,沈小秀.財政壓力、晉升壓力、官員任期與地方國企過度投資 [J].經濟學 (季刊),2014(4):1415-1436.

[25]詹新宇,方福前.國有經濟改革與中國經濟波動的平穩(wěn)化 [J].管理世界,2012(3):11-22.

[26]金中夏,洪浩,李宏瑾.利率市場化對貨幣政策有效性和經濟結構調整的影響 [J].經濟研究,2013(4):69-82.

[27]Bernanke B S,Gertler M,Gilchrist S.The Financial Accelerator in a Quantitative Business Cycle Framework[M].in Handbook of Macroeconomics,Taylor J and Woodford M(eds),Vol.1C,Amsterdam:Elsevier,1999:1341-1393.

[28]Christiano L J,Eichenbaum M.Current Real-business-cycle Theories and Aggregate Labor-market Fluctuations[J].The American Economic Review,1992,82(3):430-450.

[29]陳彥斌,陳小亮.中國經濟 “微刺激”效果及其趨勢評估 [J].改革,2014(7):5-14.

[30]Christensen I,Dib A.The Financial Accelerator in an Estimated New Keynesian Model[J].Review of Economic Dynamics,2008,11(1):155-178.

[31]單豪杰.中國資本存量K的再估算:1952—2006年 [J].數(shù)量經濟技術經濟研究,2008(10):17-31.

[32]仝冰.貨幣、利率與資產價格——基于DSGE模型的分析和預測 [D].北京:北京大學博士學位論文,2010.

[33]栗亮,劉元春.經濟波動的變異與中國宏觀經濟政策框架的重構 [J].管理世界,2014(12):38-50.

[34]張四燦,王飛,王興.中國消費過度波動的因素分析 [J].現(xiàn)代財經 (天津財經大學學報),2014(3):13-22.