祝梓翔 鄧翔 萬春林

[摘要]本文通過考察中國年度和季度宏觀數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)1992年后居民消費(fèi)和投資呈負(fù)相關(guān)，這個(gè)特征典型而特殊。簡單RBC模型能擬合出這個(gè)特征，偏好沖擊是主要因素，它解釋了消費(fèi)的絕大部分波動(dòng)。該結(jié)論在不同效用函數(shù)下依然成立。粘性價(jià)格機(jī)制不會(huì)有助于形成負(fù)相關(guān)。偏好沖擊的本質(zhì)是投資楔子和不確定性沖擊?；诖?，本文引入政府消費(fèi)的外部性，結(jié)果表明公共品消費(fèi)顯著提高了模型擬合力。

[關(guān)鍵詞]偏好沖擊 真實(shí)經(jīng)濟(jì)周期 負(fù)相關(guān)

[中圖分類號(hào)]F840 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]1008-0694（2018）02-0023-20

一、引言

中國的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征究竟是怎樣的？國內(nèi)已有大量相關(guān)研究，典型方式是觀察波動(dòng)的二階距，然后構(gòu)建RBC模型進(jìn)行擬合。這似乎意味著該問題的研究方式?jīng)]有太多爭議，研究空間不大。盡管如此，研究結(jié)論分歧仍存在，例如：有學(xué)者發(fā)現(xiàn)消費(fèi)波動(dòng)大于產(chǎn)出波動(dòng)，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)消費(fèi)波動(dòng)小于產(chǎn)出波動(dòng)。造成分歧的原因有多種，如濾波方式、價(jià)格剔除方式、對(duì)消費(fèi)的定義（居民消費(fèi)或總消費(fèi)）、時(shí)間區(qū)間等，但總體上價(jià)格剔除方式是主要原因。表1列出了本文計(jì)算的1978～2015年中國年度經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征，其中，6表示波動(dòng)率，Y表示產(chǎn)出，PC （Private Consump-tion）表示居民消費(fèi)，GCF（Gross CapitalFormation）表示資本形成總額，GFCF（Gross Fixed Capital Formation）表示固定資本形成總額，corr表示同期相關(guān)系數(shù)，分別采用GDP平減指數(shù)和CPI兩種價(jià)格指數(shù)剔除價(jià)格因素，①數(shù)據(jù)來源為中經(jīng)網(wǎng)年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。如表1所示，在不同時(shí)期和濾波方式下，采用CPI剔除價(jià)格的實(shí)際居民消費(fèi)相對(duì)波動(dòng)率σ_pc/σ_Y明顯小于采用平減指數(shù)的情況，并且采用CPI剔除價(jià)格的產(chǎn)出波動(dòng)σ_Y明顯大于平減指數(shù)的情況。

另一個(gè)被大多數(shù)研究遺漏的特征是居民消費(fèi)和資本形成總額的相關(guān)性，通常文獻(xiàn)更關(guān)注“產(chǎn)出一消費(fèi)”和“產(chǎn)出一投資”的同期相關(guān)系數(shù)，并不會(huì)把消費(fèi)和投資的相關(guān)系數(shù)作為典型特征。已有看法是消費(fèi)和投資均具有強(qiáng)順周期性，②實(shí)際上默認(rèn)了消費(fèi)和投資應(yīng)具有正相關(guān)性。然而，我們發(fā)現(xiàn)1992年后居民消費(fèi)和投資呈現(xiàn)弱相關(guān)乃至負(fù)相關(guān)性。如表1所示，當(dāng)采用平減指數(shù)時(shí)，1978～2015年，居民消費(fèi)和產(chǎn)出的同期相關(guān)系數(shù)corr（Y，PC）分別為0.35和0.42，居民消費(fèi)具有順周期性，居民消費(fèi)和投資的相關(guān)系數(shù)corr（PC，GCF）、corr（PC，GFCF）都小于0.1，并沒有出現(xiàn)負(fù)相關(guān)。但當(dāng)我們把觀測(cè)區(qū)間轉(zhuǎn)移到1992～2015年時(shí)，居民消費(fèi)的順周期性大幅減弱，同時(shí)居民消費(fèi)和投資變?yōu)轱@著負(fù)相關(guān)，即投資的增加伴隨消費(fèi)的減少，這種負(fù)相關(guān)在HP濾波下甚至更大。當(dāng)采用CPI時(shí)，1978～2015年居民消費(fèi)和投資呈強(qiáng)順周期性，并且居民消費(fèi)和投資的相關(guān)系數(shù)都大于0.5，但觀測(cè)區(qū)間為1992～2015年時(shí)，居民消費(fèi)的順周期性顯著下降，同時(shí)居民消費(fèi)和投資接近或轉(zhuǎn)為弱相關(guān)。即1992年后的中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征和1992年前有較大不同，除了居民消費(fèi)的周期性大幅下降外，各變量的波動(dòng)率也有顯著下降。

采用不同價(jià)格指數(shù)會(huì)產(chǎn)生差別較大的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征，那么我們應(yīng)該選取哪種價(jià)格指數(shù)呢？雖然CPI是反映中國物價(jià)水平和央行制定貨幣政策的主要參考依據(jù)，但從定義看，CPI只反映了部分消費(fèi)品價(jià)格的變化，并非總體物價(jià)，如沒有包括房地產(chǎn)、醫(yī)療、教育、工資率等價(jià)格水平的變化。首先，年度定基（1992=1）平減指數(shù)和CPI表現(xiàn)出明顯差異，特別是在1992年后，這種差異愈發(fā)明顯。其次，由CPI計(jì)算得到的實(shí)際GDP增長率和國家統(tǒng)計(jì)局公布的當(dāng)季實(shí)際GDP增長率差異較大，而我們傾向于支持國家統(tǒng)計(jì)局公布的當(dāng)季實(shí)際GDP數(shù)據(jù)。其三，由于統(tǒng)計(jì)誤差和數(shù)據(jù)質(zhì)量，Nakamura等（2016）發(fā)現(xiàn)中國官方公布的CPI低估了實(shí)際CPI的波動(dòng)率。另一方面，一些學(xué)者對(duì)不同變量采用不同的價(jià)格指數(shù)，例如：用CPI處理消費(fèi)、PPI處理投資、平減指數(shù)處理產(chǎn)出。本文不支持這種做法，考慮一個(gè)簡單的資源約束Y=C+I，產(chǎn)出Y、消費(fèi)C、投資I都采用名義變量，如果每個(gè)變量都按不同價(jià)格指數(shù)剔除價(jià)格，當(dāng)CPI、PPI、平減指數(shù)差異太大時(shí)，實(shí)際資源約束就不成立。綜上所述，本文采用GDP平減指數(shù)作為價(jià)格指標(biāo)。

二、從年度數(shù)據(jù)到季度數(shù)據(jù)

1.數(shù)據(jù)問題

針對(duì)中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的二階矩特征，國內(nèi)已有大量文獻(xiàn)對(duì)此做了研究，這些文獻(xiàn)基于RBC模型，加入不同機(jī)制提高模型的擬合能力。早期的文獻(xiàn)常采用校準(zhǔn)的方式確定參數(shù)值，近十年國內(nèi)已有大量文獻(xiàn)應(yīng)用貝葉斯方法估計(jì)DSGE模型參數(shù)。估計(jì)結(jié)果依賴先驗(yàn)設(shè)計(jì)、似然函數(shù)和觀測(cè)數(shù)據(jù)，其中觀測(cè)數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局、CEIC、萬德和中經(jīng)網(wǎng)等。雖然這些文獻(xiàn)使用的觀測(cè)數(shù)據(jù)種類和持續(xù)時(shí)期有差別，但共同點(diǎn)顯而易見：大部分文獻(xiàn)使用季度數(shù)據(jù)，即使用CPI衡量總體物價(jià)水平，使用社會(huì)消費(fèi)品零售總額衡量居民消費(fèi)，使用固定資產(chǎn)投資（Fixed Asset Investment）衡量投資;少量文獻(xiàn)使用年度數(shù)據(jù)估計(jì)模型。

總體上，除上文提及的CPI外，采用這些數(shù)據(jù)都存在一些問題。首先，除經(jīng)濟(jì)周期核算外，國際上較少使用年度數(shù)據(jù)估計(jì)DSGE模型，因?yàn)樽鳛榈皖l數(shù)據(jù)，它遺漏了部分周期波動(dòng)信息，而DSGE模型本質(zhì)是對(duì)短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的刻畫，研究的是偏離平衡增長路徑的變化。其次，由于國家統(tǒng)計(jì)局只有年度居民消費(fèi)，一些文獻(xiàn)采用季度社會(huì)消費(fèi)品零售總額，雖然該指標(biāo)一定程度上體現(xiàn)了居民消費(fèi)，但根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的定義，它還包含公共消費(fèi)，如政府和機(jī)關(guān)事業(yè)團(tuán)體消費(fèi)。第三，固定資產(chǎn)投資同樣不是投資的最佳觀測(cè)變量，因?yàn)樗送恋貎r(jià)格和二手實(shí)物資本再交易，因而會(huì)高估實(shí)際投資形成。更為合適的觀測(cè)數(shù)據(jù)是固定資本形成總額（Gross FixedCapital Formation），這也是年度國民經(jīng)濟(jì)核算中關(guān)于投資的數(shù)據(jù)，但國家統(tǒng)計(jì)局同樣沒有季度數(shù)據(jù)。正因?yàn)榧径葦?shù)據(jù)的可得性有限，造成一些國內(nèi)研究不得不采用年度數(shù)據(jù)。另一些研究雖采用季度數(shù)據(jù)，但也難以令人滿意。

自從Chang等（2016）通過插值法構(gòu)建出中國的季度居民消費(fèi)和季度資本形成總額的數(shù)據(jù)后，情況有了一些好轉(zhuǎn)。②一些有關(guān)中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征的新認(rèn)識(shí)也由此產(chǎn)生，其中尤為引入注意的是上世紀(jì)90年代以來中國居民消費(fèi)和固定資本形成總額呈弱相關(guān)乃至負(fù)相關(guān)，③這剛好對(duì)應(yīng)著年度數(shù)據(jù)特征。表2比較了Chang等（2016）和傳統(tǒng)文獻(xiàn)使用的季度數(shù)據(jù)的二階矩。Chang等（2016）的消費(fèi)和投資分別為居民消費(fèi)和資本形成總額，傳統(tǒng)數(shù)據(jù)的消費(fèi)和投資分別為社會(huì)消費(fèi)品零售總額和固定資產(chǎn)投資。Chang等（2016）的數(shù)據(jù)還按照GDP平減指數(shù)剔除價(jià)格因素，傳統(tǒng)數(shù)據(jù)按照季度CPI剔除價(jià)格因素。④Chang等（2016）公布在網(wǎng)上的數(shù)據(jù)均已剔除季節(jié)性，傳統(tǒng)數(shù)據(jù)按照X12方式剔除季節(jié)性。如表2所示，不論Chang等（2016）還是傳統(tǒng)數(shù)據(jù)，消費(fèi)波動(dòng)率都大于產(chǎn)出波動(dòng)率，且居民消費(fèi)和產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)較小，即消費(fèi)的周期性較弱。兩類數(shù)據(jù)的主要差別體現(xiàn)在消費(fèi)和投資的相關(guān)系數(shù)，不論一階差分還是HP濾波，Chang等（2016）的相關(guān)系數(shù)為-0.3左右，傳統(tǒng)數(shù)據(jù)的相關(guān)系數(shù)為0.18和0.29不等。

那么我們?cè)撊绾卧u(píng)估Chang等（2016）和傳統(tǒng)數(shù)據(jù)誰更合適用于估計(jì)DSGE模型呢？上文已提過，傳統(tǒng)數(shù)據(jù)并不是和模型對(duì)應(yīng)的最佳觀測(cè)變量。此外，年度數(shù)據(jù)已表明居民消費(fèi)和投資表現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)性，而Chang等（2016）的數(shù)據(jù)正好繼承了這一點(diǎn)。需要指出的是，Chang等（2016）的季度居民消費(fèi)和季度資本形成總額是通過年度數(shù)據(jù)插值得到，季度插子分別包含了季度社會(huì)消費(fèi)品零售總額和季度固定資產(chǎn)投資，因此Chang等（2016）的季度數(shù)據(jù)是一種融合了年度數(shù)據(jù)和季度數(shù)據(jù)信息的加成數(shù)據(jù)。

2.國際比較

盡管中國的宏觀數(shù)據(jù)質(zhì)量還存在爭議，但即使是對(duì)官方數(shù)據(jù)持懷疑態(tài)度的學(xué)者，不僅確認(rèn)中國居民消費(fèi)和投資存在負(fù)相關(guān)性，而且認(rèn)為由于存在測(cè)量誤差，真實(shí)的負(fù)相關(guān)性可能更大。因此，從某種程度上，負(fù)相關(guān)應(yīng)該是中國經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的典型事實(shí)，那么這種特征是中國獨(dú)有的嗎？本文比較了世界上的主要經(jīng)濟(jì)體的“居民消費(fèi)一投資”相關(guān)系數(shù)以及居民消費(fèi)的相對(duì)波動(dòng)率，數(shù)據(jù)為各國的產(chǎn)出、居民消費(fèi)和固定資本形成總額的季調(diào)實(shí)際環(huán)比增長率。所選的22個(gè)國家中，10個(gè)為發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，12個(gè)為新興市場。除中國外，沒有任何一個(gè)國家的相關(guān)系數(shù)為負(fù)。特別值得注意的是，像美國、墨西哥、巴西這些代表性經(jīng)濟(jì)體，①相關(guān)系數(shù)都在0.5以上。另一方面，除少部分例外，新興市場的消費(fèi)波動(dòng)普遍大于產(chǎn)出的波動(dòng)，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的消費(fèi)波動(dòng)率普遍小于產(chǎn)出的波動(dòng)率，這一點(diǎn)中國符合新興市場的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征。

3.建模啟示

根據(jù)中國的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征，一個(gè)合意的模型至少要能解釋兩點(diǎn)：一是居民消費(fèi)波動(dòng)高于產(chǎn)出波動(dòng)，二是居民消費(fèi)和資本形成總額呈負(fù)相關(guān)性。要解釋居民消費(fèi)的高波動(dòng)，一般有兩種方式：一種是引入趨勢(shì)性沖擊，因?yàn)榘凑粘志檬杖死碚?，居民消費(fèi)主要受持久收入的影響，暫時(shí)性沖擊影響有限。另一種是通過引入偏好沖擊，也就是加入針對(duì)消費(fèi)跨期替代關(guān)系的楔子?？紤]到中國可獲得的完整季度序列只有二十年左右，并不適合分離出持久性成分，所以基準(zhǔn)模型不含趨勢(shì)性沖擊。

關(guān)于居民消費(fèi)和資本形成總額的負(fù)相關(guān)性，本文認(rèn)為造成這種現(xiàn)象的原因比較復(fù)雜。Chang等（2016）和汪偉等（2013）認(rèn)為信貸約束是最重要的因素，國家支持的資本密集型企業(yè)（多為國有企業(yè)）獲得信貸擠出了勞動(dòng)密集型企業(yè)（多為民營企業(yè)）的獲得信貸的機(jī)會(huì)，從而降低了勞動(dòng)者的可支配收入，最終減少消費(fèi)。而信貸約束本質(zhì)是一種金融摩擦，從建模的角度來看，我們需要尋找到這樣的沖擊，既能夠形成居民消費(fèi)和投資的負(fù)相關(guān)性也必須能體現(xiàn)金融摩擦。初看起來，由于經(jīng)典文獻(xiàn)中RBC模型常擬合出宏觀變量的“共動(dòng)性”（Co-Movement），傳統(tǒng)的RBC模型似乎不能解釋居民消費(fèi)和投資的負(fù)相關(guān)性，我們可能需要引入主體異質(zhì)性或多部門，如將Chang等（2016）和汪偉等（2013）的非平衡異質(zhì)性主體模型改為平衡增長路徑下的多沖擊DSGE模型，本文將展示包含多沖擊的傳統(tǒng)RBC模型依然能擬合出這些特征。

一般來說，偏好沖擊和投資的邊際效率沖擊作為“摩擦”或“楔子”，會(huì)改變家戶關(guān)于消費(fèi)和資本存量的跨期替代行為，因而引入這兩個(gè)沖擊可能形成消費(fèi)和投資的負(fù)相關(guān)。投資沖擊形成“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)并不陌生，但更多研究嘗試改進(jìn)模型機(jī)制以避免出現(xiàn)“消費(fèi)-投資”的負(fù)相關(guān)，本文則相反。那么中國的“消費(fèi)-投資”負(fù)相關(guān)是由投資沖擊所造成？還是由其他沖擊所造成？這是本文接下來探討的主要問題。

三、RBC模型

1.基準(zhǔn)模型

基準(zhǔn)模型是單部門RBC模型，企業(yè)由家戶擁有，令大寫字母表示帶有趨勢(shì)的非平穩(wěn)變量，小寫字母表示平穩(wěn)變量，假設(shè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報(bào)酬不變：

其中Y_t表示產(chǎn)出，K_t表示資本存量，n_t表示勞動(dòng)，0<α<1表示資本的收人份額，η>l表示產(chǎn)出的長期平均增長率。λ_z，t表示全要素生產(chǎn)率沖擊，服從AR（1）過程：

假設(shè)家戶的效用函數(shù)為加性可分，勞動(dòng)效用為Frisch彈性：

其中0<β<1表示家戶的折現(xiàn)率，C_t表示家戶消費(fèi)，0<γ<1表示消費(fèi)習(xí)慣參數(shù)，v表示勞動(dòng)供給彈性的倒數(shù)，ζ>0表示勞動(dòng)的效用系數(shù)。λ_v，t表示偏好沖擊，它影響著家戶當(dāng)期效用的權(quán)重和跨期替代行為，一單位正的偏好沖擊意味著當(dāng)期消費(fèi)和閑暇會(huì)帶給消費(fèi)者更大效用，于是家戶會(huì)增加當(dāng)期消費(fèi)。假設(shè)λ_v，t服從AR（1）過程：

其中0<ρ_z<1，ε_v，t～N（0，σ_v²）。家戶的預(yù)算約束為：①

雖然投資邊際效率沖擊也能形成消費(fèi)和投資的負(fù)向運(yùn)動(dòng)，但方差分解顯示，投資沖擊太小，以至于對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響有限。因此，綜合來看，偏好沖擊是解釋居民消費(fèi)和投資負(fù)相關(guān)的關(guān)鍵。

四、備選模型討論

一個(gè)成功擬合出“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)的模型未必就是合意的模型，同樣一個(gè)無法擬合出負(fù)相關(guān)的模型未必就是沒有價(jià)值的模型，我們需要綜合評(píng)估模型。為驗(yàn)證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，我們嘗試幾種不同模型設(shè)計(jì)。由于基準(zhǔn)模型發(fā)現(xiàn)偏好沖擊非常重要，而偏好沖擊的傳導(dǎo)機(jī)制依賴于效用函數(shù)，于是我們重點(diǎn)考察幾種不同的效用函數(shù)。

1.備選偏好

（1） GHH效用?；鶞?zhǔn)RBC模型的對(duì)數(shù)消費(fèi)效用等價(jià)于跨期替代彈性倒數(shù)（5一1，這是因?yàn)樵诳煞諪risch勞動(dòng)彈性下，對(duì)具有增長趨勢(shì)的模型，我們無法將勞動(dòng)的一階條件平穩(wěn)化，然而一旦我們考慮不可分效用函數(shù)，將可考察跨期替代彈性一般化的情況。此處，我們首先考慮GHH效用函數(shù)：

在該效用函數(shù)下，家戶有關(guān)消費(fèi)和勞動(dòng)一階條件調(diào)整為：

其他方程和基準(zhǔn)模型一致。可以看到，若不存在消費(fèi)習(xí)慣，將（13）代入（14）可消去L_t，這意味著消費(fèi)儲(chǔ)蓄的跨期替代選擇不會(huì)影響勞動(dòng)供給，也就是財(cái)富效用為零。遵循Smets和Wouters（2007）、Khan和Tsoukalas（2011），我們將跨期替代彈性倒數(shù)。的先驗(yàn)設(shè)為N（1，0.37），保持其他校準(zhǔn)參數(shù)和先驗(yàn)設(shè)計(jì)不變重新估計(jì)模型。

如表4所示，GHH效用二階距擬合效果和基準(zhǔn)RBC模型相當(dāng)，但顯著高估了消費(fèi)的周期性，并且GHH效用的整體擬合效果略微好于基準(zhǔn)RBC模型。從另一方面來看，如表5所示，相較于基準(zhǔn)模型，GHH效用輕微強(qiáng)化了偏好沖擊對(duì)消費(fèi)的解釋力，弱化了對(duì)產(chǎn)出和投資的解釋力。

（2） CD偏好。另一種常見效用函數(shù)是柯布道格拉斯偏：

其中ψ>0表示勞動(dòng)效用指數(shù)。當(dāng)σ=1，效用函數(shù)退化為KPR效用。在這種效用函數(shù)下，勞動(dòng)的供給彈性等于（1-n_t）/n_t，事實(shí)上，CD效用相當(dāng)于將勞動(dòng)供給彈性從缺乏彈性調(diào)整為充滿彈性，因?yàn)橹灰覒魧⒉坏揭话霑r(shí)間用于勞動(dòng)，那么勞動(dòng)供給彈性將大于1。消費(fèi)和勞動(dòng)的歐拉方程變?yōu)椋?/p>

其中：

Lt≡（1-n_t）ψ（1-σ）（C_t-γC_t-1^-σ

其他方程和RBC模型一致。同樣的，跨期替代彈性倒數(shù)的先驗(yàn)σ～N（1，0.37），保持其他參數(shù)設(shè)計(jì)不變進(jìn)行重新估計(jì)。

如表4所示，CD效用的整體解釋力明顯不如基準(zhǔn)模型，高估產(chǎn)出波動(dòng)，低估消費(fèi)波動(dòng)，嚴(yán)重低估消費(fèi)周期性，唯一好的方面是擬合出更強(qiáng)的“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)系數(shù)。如表5所示，雖然CD效用大幅弱化了偏好沖擊對(duì)消費(fèi)波動(dòng)的解釋力，但仍然能解釋消費(fèi)波動(dòng)的一半以上，另一方面，CD效用顯著提高了偏好沖擊對(duì)產(chǎn)出和投資波動(dòng)的解釋力，分別解釋了產(chǎn)出和投資波動(dòng)的1/3和2/3。

（3）消費(fèi)偏好沖擊。一些文獻(xiàn)將偏好沖擊放在消費(fèi)效用函數(shù)前，使得偏好沖擊只針對(duì)消費(fèi)的邊際效用，具體的，

于是勞動(dòng)歐拉方程變?yōu)椋?/p>

表面上，偏好沖擊沒有出現(xiàn)在上式，但若不含消費(fèi)習(xí)慣，將（8）式代入（14）式不會(huì)消去λ_v，t，偏好沖擊將直接成為扭曲邊際替代率等于勞動(dòng)邊際產(chǎn)出的楔子，即正向偏好沖擊將減少邊際替代率，實(shí)際上弱化了（12）式這條傳導(dǎo)機(jī)制。如表4所示，消費(fèi)偏好模型的二階距擬合能力低于基準(zhǔn)RBC模型，其中消費(fèi)的周期性顯著高于實(shí)際值，“消費(fèi)一投資”的負(fù)相關(guān)系數(shù)低于基準(zhǔn)RBC模型。如表5所示，相比基準(zhǔn)模型，消費(fèi)偏好強(qiáng)化了偏好沖擊對(duì)消費(fèi)波動(dòng)的重要性，但弱化了對(duì)產(chǎn)出和投資波動(dòng)的重要性。

不同效用函數(shù)下，偏好沖擊的影響差異即可能源于參數(shù)值的不同，也可能源于模型機(jī)制的不同。為了看清效用函數(shù)機(jī)制對(duì)偏好沖擊的影響，我們將三個(gè)模型參數(shù)做一致性調(diào)整：其中k=0.05，γ=0.5，v=5，σ=1，所有自回歸系數(shù)設(shè)為0.6，偏好沖擊擾動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差設(shè)為σ_v=0.01，關(guān)閉其他隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，然后分別進(jìn)行擬合。不同效用函數(shù)的偏好沖擊對(duì)消費(fèi)的影響并沒有太大不同，只是GHH效用第2至6期的超調(diào)更弱。不同效用函數(shù)的偏好沖擊對(duì)投資和產(chǎn)出的影響差異明顯。在CD偏好下，偏好沖擊對(duì)投資的初期負(fù)效應(yīng)和后期超調(diào)最大，即CD偏好下的偏好沖擊引起的投資波動(dòng)最大，其次是基準(zhǔn)RBC模型，然后是消費(fèi)偏好和GHH偏好。類似的，CD偏好的偏好沖擊對(duì)產(chǎn)出的初期負(fù)效應(yīng)和超調(diào)也最大，其次是基準(zhǔn)RBC模型，而GHH偏好和消費(fèi)偏好在初期甚至對(duì)產(chǎn)出具有弱正效應(yīng)。

（4）高資本調(diào)整成本。不少文獻(xiàn)的資本調(diào)整成本系數(shù)后驗(yàn)估計(jì)值往往在2以上，這意味著企業(yè)有較大的資本調(diào)整成本，不同于已有文獻(xiàn)，本文k的先驗(yàn)均值和標(biāo)準(zhǔn)差較小。即使我們?cè)O(shè)置較高的資本調(diào)整成本系數(shù)，后驗(yàn)值也會(huì)收斂到小于1的水平，同時(shí)邊際數(shù)據(jù)密度更小。為進(jìn)一步觀察k對(duì)模型擬合效果的影響，保持其他條件不變，將資本調(diào)整成本系數(shù)固定為4，重新估計(jì)模型。如表4所示，模型的擬合效果為所有模型中最差，表5顯示高資本調(diào)整成本不顯著改變偏好沖擊對(duì)消費(fèi)和投資的重要性。

2.為什么不是NK-DSGE？

基準(zhǔn)模型沒有建立在NK一DSGE基礎(chǔ)上，也就是沒有考慮粘性價(jià)格機(jī)制，有兩點(diǎn)原因：首先，價(jià)格和貨幣政策并非本文關(guān)注的重點(diǎn)。其次，按照Chari等（2007）的周期核算模型，粘性工資機(jī)制可以映射為勞動(dòng)楔子，也就是：

其中MRS表示“消費(fèi)一閑暇”的邊際替代率，MPL表示勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出，τ_n，t>0表示勞動(dòng)楔子，也可看作勞動(dòng)收人的邊際稅率。表面上，勞動(dòng)楔子的存在降低了勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出，于是消費(fèi)的增加會(huì)減少更多的勞動(dòng)，因此強(qiáng)化了消費(fèi)和勞動(dòng)的負(fù)向運(yùn)動(dòng)，進(jìn)而強(qiáng)化了消費(fèi)和投資的負(fù)相關(guān)。出現(xiàn)這種現(xiàn)象是因?yàn)锽CA模型把勞動(dòng)楔子視為一個(gè)完全外生的變量，但在粘性價(jià)格模型中，勞動(dòng)楔子取決于勞動(dòng)。事實(shí)上，中間品市場的壟斷竟?fàn)幪卣骱驼承詢r(jià)格機(jī)制意味著模型在MRS和MPL之間插人一個(gè)內(nèi)生的楔子，最終MPL等于加價(jià)后的MRS：

其中ω（n）>1表示價(jià)格加成。已有研究表明，價(jià)格加成往往是逆周期的，勞動(dòng)增加導(dǎo)致價(jià)格加成下降，消費(fèi)和勞動(dòng)在面對(duì)偏好沖擊時(shí)，即使?jié)M足背均衡條件，也未必會(huì)反向運(yùn)動(dòng)。事實(shí)上，F(xiàn)urlanetto和Seneca（2009）、Justini-ano等（2010）都發(fā)現(xiàn)粘性價(jià)格機(jī)制會(huì)弱化這種機(jī)制，從而避免出現(xiàn)消費(fèi)和投資的負(fù)相關(guān)性。可以預(yù)見，加入粘性價(jià)格機(jī)制甚至可能形成消費(fèi)和投資的正相關(guān)，造成模型更大的誤設(shè)，因此本文不再贅述。

3.什么是偏好沖擊？

相較于技術(shù)沖擊和其他類型沖擊，偏好沖擊不是經(jīng)典文獻(xiàn)關(guān)注的焦點(diǎn)。事實(shí)上，作為會(huì)“破壞”變量間協(xié)動(dòng)性的因素，部分文獻(xiàn)甚至選擇回避該沖擊，如Smets和Wouters （2007）并沒有在效用函數(shù)中引入沖擊，而是在債券中引入利率溢價(jià)沖擊（ Interest PremiumShock），該沖擊體現(xiàn)著央行設(shè)定的利率和家戶的資產(chǎn)回報(bào)率之間的楔子，有助于解釋美國消費(fèi)和投資的正相關(guān)性。

從經(jīng)濟(jì)周期核算的角度看，效率楔子（Efficiency Wedge）、勞動(dòng)楔子（La-bor Wedge）、政府消費(fèi)楔子（Govern-ment Consumption Wedge）都不直接影響家戶的跨期替代行為，只有投資楔子（Investment Wedge）直接影響資本存量的跨期替代，而偏好沖擊正好也影響了家戶的跨期替代行為。雖然（12）式是偏好沖擊的重要傳導(dǎo)機(jī)制，但在基準(zhǔn)RBC模型中，偏好沖擊不是嵌人（12）式的“勞動(dòng)楔子”，假設(shè)不存在消費(fèi)習(xí)慣，同一時(shí)期內(nèi)針對(duì)消費(fèi)和閑暇邊際效用的偏好沖擊會(huì)互相抵消?；仡機(jī)hari等（2007）有關(guān)資本存量的一階條件，假設(shè)不存在人口增長：

其中τ_xt表示投資楔子，U_ct表示消費(fèi)的邊際效用。接著，將本文的基準(zhǔn)RBC模型進(jìn)一步簡化：舍棄資本調(diào)整成本，將效用函數(shù)改為和Chari等（2007）一致（即備選模型中的CD效用）。于是（8）和（10）簡化為：

不失一般性，假設(shè)兩個(gè)模型的長期增長率為零，我們分別將上述兩式對(duì)數(shù)線性化：

可以看到，如果不存在其他楔子，且τ_χ=0，那么投資楔子τ_χt正好是偏好沖擊λ_v，t和投資沖擊λ_i，t的組合映射，因此我們可將偏好沖擊歸為一種投資楔子，它改變了收入的邊際效用，從而影響了家戶的跨期替代行為。直覺上，如果偏好沖擊重要，那么投資楔子對(duì)消費(fèi)和投資波動(dòng)也重要。Chari等（2007）發(fā)現(xiàn)效率楔子和投資楔子均可映射為金融摩擦，假設(shè)映射可以傳遞，那么偏好沖擊實(shí)質(zhì)上體現(xiàn)著一種金融摩擦，而金融摩擦是影響我國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要傳導(dǎo)機(jī)制。此外，不少學(xué)者采用BCA方法對(duì)中國的經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)進(jìn)行核算，徐高（2008）發(fā)現(xiàn)投資楔子在1992前對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)沒有多少影響，但1992后影響程度明顯增加;He等（2009）也發(fā)現(xiàn)投資楔子在1994年后的影響效果有所增加。更重要的是，徐高（2008 ）和He等（2009）都發(fā)現(xiàn)投資楔子是驅(qū)動(dòng)我國居民消費(fèi)和投資波動(dòng)的主要因素。這些研究從側(cè)面驗(yàn)證了本文的猜想。

需要指出的是，Chari等（2007）的四個(gè)楔子不是相互獨(dú)立的結(jié)構(gòu)性沖擊，而是服從無約束VAR （1）模型的隨機(jī)過程，因此投資楔子會(huì)對(duì)其他楔子形成“外溢性（spillover）”。反過來，當(dāng)模型存在多個(gè)楔子時(shí)，偏好沖擊還也會(huì)對(duì)其他楔子造成間接影響，因此上述映射不是一一映射，而是多對(duì)多映射，這意味著我們不必把偏好沖擊局限為投資楔子。當(dāng)前，一個(gè)得到越來越多學(xué)者認(rèn)同的觀點(diǎn)是，以時(shí)變波動(dòng)率為載體的不確定性沖擊可能就是偏好沖擊。例如：Xu（2016）發(fā)現(xiàn)在特定模型設(shè)計(jì)下，波動(dòng)率沖擊和偏好沖擊存在清晰的映射關(guān)系，波動(dòng)率增加的影響等價(jià)于負(fù)向偏好沖擊的影響。限于研究重點(diǎn)和篇幅，本文不在該問題上繼續(xù)展開，但這是未來研究的方向。

五、有用性政府支出

基準(zhǔn)RBC模型的外生支出等同于一種純粹的資源浪費(fèi)，外生支出通過財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)和投資形成擠出效應(yīng)，從而導(dǎo)致消費(fèi)和投資同向運(yùn)動(dòng)。近來，越來越多的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)政府支出的外部性非常重要，理論上，這些設(shè)計(jì)會(huì)使消費(fèi)和投資反向運(yùn)動(dòng)，如生產(chǎn)性政府支出可能拉動(dòng)投資但擠出消費(fèi)，公共品消費(fèi)可能拉動(dòng)消費(fèi)但擠出投資。因此，我們也嘗試引入該機(jī)制來解釋“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)。不同于已有文獻(xiàn)將政府支出分為政府消費(fèi)和政府投資，我們?cè)诨鶞?zhǔn)模型基礎(chǔ)上，采用兩種簡單的方式引人政府支出的外部性。

一是生產(chǎn)性支出。假設(shè)政府消費(fèi)會(huì)對(duì)生產(chǎn)部門形成正外部性，遵循Chen和Guo（2013）的設(shè)計(jì)：

其中χ是體現(xiàn)政府消費(fèi)生產(chǎn)性的指數(shù)，由于我們不清楚政府消費(fèi)有正外部性還是負(fù)外部性，因此不對(duì)X的符號(hào)做限制。此時(shí)政府消費(fèi)以流量進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)，如果χ>0，那么政府消費(fèi)會(huì)引起工資率和資本收益率的增加，進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)和投資的增加，一定程度削弱了原有的財(cái)富效應(yīng)。

二是公共品消費(fèi)。效用函數(shù)仍保留基準(zhǔn)RBC模型的形式，遵循Feve等（2013）、王國靜和田國強(qiáng)（2014）的設(shè)計(jì)：

此時(shí)C_t^*表示家戶總消費(fèi)，它是私人消費(fèi)和政府消費(fèi)的組合：

C_t^*=C_t+α_sS_t（25）

其中，α_s決定了私人消費(fèi)和政府消費(fèi)的互補(bǔ)程度。若α_s>0，表明政府消費(fèi)和居民消費(fèi)存在替代關(guān)系;若α_s<0，表示政府消費(fèi)和居民消費(fèi)存在互補(bǔ)關(guān)系，此時(shí)政府消費(fèi)會(huì)增加居民消費(fèi)所帶來的邊際效用，進(jìn)而增加居民消費(fèi)。

接著我們分別估計(jì)擬合三個(gè)模型：①生產(chǎn)性支出;②公共品消費(fèi);③生產(chǎn)性支出和公共品消費(fèi)。

1.擬合比較

雖然Chen和Guo（2013）美國的義校準(zhǔn)為0.25，但我們并不確定中國的政府消費(fèi)一定有正的生產(chǎn)外部性，因此假定義服從正態(tài)分布N（0，0.1）;α_s的先驗(yàn)分布遵循Feve等（2013），假定服從均勻分布U（0，1.3）。

我們估計(jì)了三種情況下政府消費(fèi)外部性參數(shù)的后驗(yàn)眾數(shù)，②括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)差。如表6所示，χ為很小的負(fù)數(shù)，且統(tǒng)計(jì)不顯著，即政府消費(fèi)并沒有表現(xiàn)出生產(chǎn)外部性，該結(jié)果并不令人驚訝，因?yàn)榇颂幍恼M(fèi)不包含政府投資性支出。另一方面，互補(bǔ)系數(shù)α_s為顯著的負(fù)數(shù)，說明政府消費(fèi)和私人消費(fèi)存在互補(bǔ)關(guān)系，政府消費(fèi)會(huì)增加居民消費(fèi)。

表7顯示，引入公共品消費(fèi)顯著提升了模型的二階距擬合能力，特別是擬合出更高的“產(chǎn)出-消費(fèi)”的相關(guān)系數(shù)，強(qiáng)化了消費(fèi)和投資的負(fù)相關(guān)性。引入生產(chǎn)性支出后，模型的擬合二階距并沒有明顯改善，如消費(fèi)和投資的負(fù)相關(guān)反而弱化。當(dāng)同時(shí)引入公共品消費(fèi)和生產(chǎn)性支出后，模型幾乎“完美”擬合出產(chǎn)出、消費(fèi)和投資的標(biāo)準(zhǔn)差，對(duì)相關(guān)系數(shù)的擬合效果也強(qiáng)于基準(zhǔn)RBC模型。雖然引入政府外部性提升了二階距擬合能力，但從邊際數(shù)據(jù)密度看，這些模型的整體擬合效果并沒有顯著提升。此外，表7還顯示，引入公共品消費(fèi)后，偏好沖擊的重要性不改變。

2.反事實(shí)分析

接著我們采用另一種思路考察外生沖擊和政府消費(fèi)外部性對(duì)模型二階距擬合效果的影響。我們先估計(jì)一個(gè)包含四沖擊和雙重外部性的完備模型，保持所有參數(shù)值不變（包括估計(jì)參數(shù)和校準(zhǔn)參數(shù)），依次關(guān)閉模型沖擊和外部性特征，然后對(duì)模型重新擬合。如表8所示，當(dāng)不存在偏好沖擊時(shí)，消費(fèi)相對(duì)波動(dòng)率大幅降低，“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)性消失，這再次確認(rèn)偏好沖擊對(duì)解釋消費(fèi)高波動(dòng)和“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)有決定意義。當(dāng)不存在技術(shù)沖擊時(shí)，消費(fèi)相對(duì)波動(dòng)大幅上升，增加了接近2倍，消費(fèi)一投資負(fù)相關(guān)性進(jìn)一步強(qiáng)化，消費(fèi)由弱周期變?yōu)轱@著逆周期性，說明技術(shù)沖擊是形成變量協(xié)動(dòng)性的關(guān)鍵因素。當(dāng)沒有政府支出沖擊時(shí)，消費(fèi)相對(duì)波動(dòng)不變，“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)程度大幅加強(qiáng)，幾乎是原來的兩倍多，說明政府消費(fèi)沖擊依然會(huì)造成消費(fèi)和投資的同向運(yùn)動(dòng)，也就是政府消費(fèi)形成的負(fù)財(cái)富效應(yīng)強(qiáng)于其對(duì)居民消費(fèi)的互補(bǔ)性。另一方面，當(dāng)政府消費(fèi)不進(jìn)入家戶效用函數(shù)時(shí)，“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)程度大幅減弱，說明公共品消費(fèi)機(jī)制有助于實(shí)現(xiàn)“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)。然而，支出不存在生產(chǎn)性不會(huì)顯著改變模型的擬合能力，甚至還導(dǎo)致“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)性加強(qiáng)，當(dāng)然這可能和政府消費(fèi)的生產(chǎn)性系數(shù)χ較弱有關(guān)。

接著我們對(duì)基準(zhǔn)RBC模型和外部性模型的政府消費(fèi)支出沖擊進(jìn)行比較（圖略）。兩種模型的支出沖擊在初期對(duì)消費(fèi)都會(huì)形成擠出效用，對(duì)投資在初期也形成較強(qiáng)的擠出效應(yīng)，這和表8無支出沖擊的情況剛好對(duì)應(yīng)，也就是支出沖擊形成消費(fèi)和投資的同向運(yùn)動(dòng)。特別的，兩種模型的支出沖擊對(duì)投資和產(chǎn)出的影響幾乎沒有差別，但基準(zhǔn)RBC模型的支出沖擊對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)明顯強(qiáng)于外部性模型，說明政府支出的外部性一定程度弱化了擠出效應(yīng)。

上述結(jié)果仍有兩個(gè)問題：首先，引入政府支出外部性的目的是為了強(qiáng)化“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)性，但結(jié)果表明，政府支出沖擊仍然強(qiáng)化了消費(fèi)和投資的同向運(yùn)動(dòng)。其次，基準(zhǔn)RBC模型和外部性模型的估計(jì)參數(shù)值并不一致，我們很難確定支出沖擊對(duì)消費(fèi)的影響差異究竟是源于模型機(jī)制還是源于參數(shù)估值的不同。為此，沿用第四部分的方法，我們將模型參數(shù)做一致性調(diào)整，將互補(bǔ)系數(shù)α_s設(shè)為-0.1336，將支出沖擊的擾動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差設(shè)為σ_s=0.01，關(guān)閉其他沖擊，分別計(jì)算脈沖響應(yīng)函數(shù)。此外，由于表6顯示政府消費(fèi)的生產(chǎn)性較弱，外部性由公共品消費(fèi)主導(dǎo)，因此重點(diǎn)探討公共品消費(fèi)的傳導(dǎo)機(jī)制。在控制所有參數(shù)后，公共品消費(fèi)模型不會(huì)顯著改變支出沖擊對(duì)投資和產(chǎn)出的影響，但會(huì)顯著改變對(duì)消費(fèi)的影響。即在基準(zhǔn)RBC模型下，支出沖擊對(duì)消費(fèi)只有擠出效應(yīng)，但在公共品消費(fèi)模型下，支出沖擊會(huì)引起消費(fèi)的短期增加，這是因?yàn)檎M(fèi)的互補(bǔ)性力量強(qiáng)于財(cái)富效應(yīng)，但很快財(cái)富效用超過互補(bǔ)性，導(dǎo)致消費(fèi)迅速減少。雖然消費(fèi)長期被擠出，但擠出幅度仍然比基準(zhǔn)RBC模型低，這也和王國靜和田國強(qiáng)（2014）一致。①

六、結(jié)論

本文首先系統(tǒng)考察了中國的年度宏觀數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)1992年后，居民消費(fèi)波動(dòng)率大于產(chǎn)出波動(dòng)率，居民消費(fèi)和投資呈負(fù)相關(guān)，消費(fèi)和投資的周期性都較低。接著，分析了國內(nèi)DSGE文獻(xiàn)的觀測(cè)數(shù)據(jù)存在的一些問題，考察了Chang等（2016）的季度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)同樣存在高消費(fèi)波動(dòng)和“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)特征，國際比較顯示該特征特殊而典型。

本文首先構(gòu)建了一個(gè)簡單 RBC模型，該模型包含偏好沖擊、技術(shù)沖擊、投資沖擊和支出沖擊，模型能夠擬合出高消費(fèi)波動(dòng)和“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)兩個(gè)重要特征。方差分析顯示，偏好沖擊解釋了居民消費(fèi)的絕大部分波動(dòng)，產(chǎn)出波動(dòng)由技術(shù)沖擊主導(dǎo)，投資波動(dòng)由偏好沖擊和支出沖擊主導(dǎo)，投資沖擊不重要。脈沖響應(yīng)顯示，偏好沖擊是形成“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)的主要原因。

接著，詳細(xì)考察了幾種效用函數(shù)，發(fā)現(xiàn)偏好沖擊仍是解釋消費(fèi)波動(dòng)和“消費(fèi)-投資”負(fù)相關(guān)的主要因素，并且這些機(jī)制并不會(huì)顯著提升模型的擬合能力。整體看，GHH偏好和消費(fèi)偏好的擬合效果優(yōu)于CD偏好。在控制模型參數(shù)后，脈沖響應(yīng)分析表明，不同偏好模型下的偏好沖擊對(duì)消費(fèi)的影響沒有太大不同，但對(duì)投資和產(chǎn)出的影響有較大差異。因此，認(rèn)為加入粘性價(jià)格機(jī)制會(huì)弱化“消費(fèi)一勞動(dòng)邊際替代率等于勞動(dòng)邊際產(chǎn)出”這條傳導(dǎo)機(jī)制，無助于形成“消費(fèi)一投資”負(fù)相關(guān)。還認(rèn)為偏好沖擊改變了家戶的跨期替代行為，本質(zhì)是投資楔子，可以映射為金融摩擦。當(dāng)然偏好沖擊也可能是一種不確定性沖擊。

最后引入了政府消費(fèi)外部性，發(fā)現(xiàn)政府消費(fèi)幾乎沒有什么生產(chǎn)性，但具有明顯的公共品消費(fèi)特征。加入公共品消費(fèi)特征較為明顯的改善了模型的二階距擬合能力，并且偏好沖擊依然重要。反事實(shí)分析表明，雖然作用效果比基準(zhǔn)RBC模型弱，但外部性模型的政府支出沖擊依然會(huì)形成居民消費(fèi)和投資的同向運(yùn)動(dòng)。另一方面，反事實(shí)分析和脈沖響應(yīng)都表明，公共品機(jī)制本身不會(huì)引起消費(fèi)和投資的同向運(yùn)動(dòng)，而會(huì)顯著強(qiáng)化反向運(yùn)動(dòng)。雖然外部性模型的政府消費(fèi)支出沖擊短期會(huì)引起居民消費(fèi)增加，但中長期仍會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

當(dāng)前，相較世界主要經(jīng)濟(jì)體，我國居民消費(fèi)占國民生產(chǎn)總值比重仍偏低。雖然一些觀點(diǎn)認(rèn)為可支配收入偏少是主要原因，但考慮到銀行部門有大量的居民儲(chǔ)蓄和存款貸款差，使得我們無法排除“有錢不愿花”這種可能性。不愿消費(fèi)可能源自負(fù)向偏好沖擊的長期積累，而偏好沖擊的背后是金融摩擦和對(duì)未來的不確定性。需承認(rèn)，本文僅提供了一種解釋居民消費(fèi)和資本形成總額負(fù)相關(guān)的思路，相信還有其他原因：例如高房價(jià)擠出家戶的消費(fèi)，拉動(dòng)整個(gè)經(jīng)濟(jì)的投資;信貸擴(kuò)張導(dǎo)致中長期貸款擠出短期貸款，造成勞動(dòng)密集型企業(yè)面臨更大的信貸約束，勞動(dòng)者收入減少等，這些都是未來研究的方向。