劉金全, 張 龍

(1.吉林大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心, 吉林 長(zhǎng)春 130012; 2.吉林大學(xué) 商學(xué)院, 吉林 長(zhǎng)春 130012)

我國經(jīng)濟(jì)歷經(jīng)多年持續(xù)高速增長(zhǎng),目前已由“結(jié)構(gòu)性加速”進(jìn)入“結(jié)構(gòu)性減速”階段,原因可能在于我國長(zhǎng)期沿用凱恩斯主義的“需求管理”宏觀調(diào)控政策,造成投入的生產(chǎn)要素越多,經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率越低的“供給結(jié)構(gòu)”問題,長(zhǎng)此以往,經(jīng)濟(jì)可能陷入“中等收入陷阱”,而跨越“中等收入陷阱”的關(guān)鍵是轉(zhuǎn)換經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力,使技術(shù)、創(chuàng)新、制度創(chuàng)造等為代表的新生產(chǎn)力要素成為我國經(jīng)濟(jì)跨越“中等收入陷阱”的主導(dǎo)力量。同時(shí),2008年世界金融危機(jī)的爆發(fā)及事后影響迫使人們對(duì)宏觀調(diào)控“需求管理”為主的經(jīng)濟(jì)思想展開反思,新常態(tài)下,面對(duì)復(fù)雜多變的國際經(jīng)濟(jì)形勢(shì),我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度明顯趨緩,經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整處于攻堅(jiān)階段,如何更好地選擇我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)轉(zhuǎn)型路徑,順利推進(jìn)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)發(fā)展是理論界和實(shí)務(wù)界需要攻關(guān)的課題。2015年末召開的中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議為我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展動(dòng)力轉(zhuǎn)換指明了方向,供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革成為突破增長(zhǎng)瓶頸的正確路徑和跨越“中等收入陷阱”的有效保證,理論界和決策層對(duì)“供給管理”的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策前所未有地重視。

一、文獻(xiàn)綜述和研究進(jìn)展

從19世紀(jì)初“薩伊定律”的提出開始,“供給側(cè)”經(jīng)濟(jì)學(xué)派大致經(jīng)歷了“薩伊定律→凱恩斯革命→供給學(xué)派→凱恩斯主義復(fù)辟→供給管理”這樣的“螺旋式”歷史演進(jìn)過程,直至2008年金融危機(jī)爆發(fā),“理性供給管理”的求真務(wù)實(shí)宏觀調(diào)控思想得以確立經(jīng)濟(jì)地位,“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”是2015年末以來我國經(jīng)濟(jì)的熱詞,供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實(shí)施使學(xué)術(shù)界開始關(guān)注經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)供給側(cè)思考改革與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系并試圖分析改革的具體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),大量學(xué)者對(duì)相關(guān)問題展開理論討論與實(shí)證研究。

關(guān)于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論分析:汪紅駒等[1]認(rèn)為結(jié)構(gòu)性改革能顯著提高全要素生產(chǎn)率,改善我國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況,新常態(tài)下,結(jié)構(gòu)性矛盾“倒逼”供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。賈康等[2]通過對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控“需求管理”為主的管理方式的反思,認(rèn)為支撐我國經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)久發(fā)展的主要?jiǎng)恿Σ辉谛枨髠?cè)而在供給側(cè)。洪銀興[3]認(rèn)為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)需要供給側(cè)和需求側(cè)協(xié)同發(fā)力,當(dāng)下經(jīng)濟(jì)矛盾的主要方面來源于供給側(cè)。劉偉[4]認(rèn)為進(jìn)入新常態(tài)的我國經(jīng)濟(jì)具有新變化、新挑戰(zhàn),使得經(jīng)濟(jì)失衡有了新特征,需求管理的宏觀調(diào)控方式具有一定局限性,這種局限性要求引入供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。金碚[5]的研究表明“三去一降一補(bǔ)”最終體現(xiàn)為勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高,供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革可以提高供給體系的協(xié)調(diào)性、高效性和高質(zhì)性,促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。馮俏彬等[6]認(rèn)為衡量我國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革成功與否的主要標(biāo)志是勞動(dòng)力、資本、創(chuàng)新等要素形成的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力機(jī)制。方福前[7]的研究證實(shí)我國經(jīng)濟(jì)目前面臨經(jīng)濟(jì)增速下行和通貨緊縮并存的壓力,表現(xiàn)為全要素生產(chǎn)率負(fù)增長(zhǎng)、產(chǎn)能大面積過剩、庫存增加,結(jié)構(gòu)性改革方案是解決我國經(jīng)濟(jì)問題癥結(jié)的有效途徑?？傮w來看,關(guān)于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論分析,學(xué)者大都在梳理我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行態(tài)勢(shì)尤其是新常態(tài)以來我國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出的一些“典型化”特征基礎(chǔ)上,總結(jié)“需求管理”為主宏觀調(diào)控方式的不足之處,提出供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是改善我國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況和解決“三期疊加”陣痛效應(yīng)的有效途徑。

關(guān)于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析:徐朝陽[8]通過一個(gè)多部門的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型(DSGE模型)理論推演與實(shí)證模擬得出一些經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域存在的供給抑制政策是我國經(jīng)濟(jì)增速下滑的主要原因。王海軍等[9]通過總需求-總供給模型(AD-AS模型)分析當(dāng)下我國經(jīng)濟(jì)的主要矛盾,得出提高全要素生產(chǎn)率(TEP)、深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革可以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)。余泳澤[10]通過對(duì)我國省際TEP進(jìn)行再估算,得出考慮產(chǎn)能利用率后的純化TFP得到明顯提升,供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革可以解決由于TEP低下帶來的產(chǎn)能過剩問題。馬彪等[11]基于包含家庭、廠商、商業(yè)銀行和中央銀行四部門的DSGE模型分析我國企業(yè)產(chǎn)能水平和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)問題,得出供給結(jié)構(gòu)失衡條件下的技術(shù)進(jìn)步將引發(fā)過剩產(chǎn)能和經(jīng)濟(jì)失調(diào),供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)于去除過剩產(chǎn)能、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)至關(guān)重要。徐晉[12]通過構(gòu)建供給側(cè)結(jié)構(gòu)方程,指出技術(shù)創(chuàng)新、制度供給價(jià)值是維持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效保證,全面解析了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、要素投入與供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。從上述文獻(xiàn)的研究視角和模型方法看,關(guān)于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析,多數(shù)學(xué)者基于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的內(nèi)涵,使用AD-AS和DSGE模型等方法分析供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),得出供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革能夠有效改善投資結(jié)構(gòu)并提高要素生產(chǎn)率,解決我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)能過剩、要素使用效率低下等問題,供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革有利于我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。

梳理已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn),理論界與學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)同經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)性改革能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),但多數(shù)文獻(xiàn)為理論或?qū)嵶C的單一論證,實(shí)證研究較少且缺乏理論基礎(chǔ),分析其原因可能是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實(shí)施時(shí)間尚短,時(shí)間跨度不足以實(shí)證分析供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),有鑒于此,本文在總結(jié)前人研究成果的基礎(chǔ)上,結(jié)合供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革內(nèi)涵,運(yùn)用改進(jìn)索洛模型理論推演供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),并通過構(gòu)建包括家庭、廠商和中央銀行等行為主體的DSGE模型,實(shí)證模擬供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),進(jìn)一步運(yùn)用面板平滑轉(zhuǎn)移模型(PSTR模型)對(duì)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

二、供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)理論推演與模擬

(一)全要素生產(chǎn)率視角下供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)理論推演

索洛模型主要用來說明儲(chǔ)蓄、資本存量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)關(guān)系,模型的基本假設(shè)前提為:(1)生產(chǎn)函數(shù)滿足規(guī)模報(bào)酬不變,要素邊際報(bào)酬遞減,勞動(dòng)和資本是經(jīng)濟(jì)中僅有的相互替代的兩種生產(chǎn)要素,技術(shù)雖然在模型中有所體現(xiàn),但它不作為投入要素進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)對(duì)產(chǎn)量產(chǎn)生影響,勞動(dòng)增長(zhǎng)率為n,技術(shù)增長(zhǎng)率為g;(2)f(0)=0,f′(k)>0,f″(k)<0;(3)生產(chǎn)函數(shù)滿足稻田條件。在具有技術(shù)進(jìn)步的索洛模型中,生產(chǎn)函數(shù)具體公式為:

Y(t)=F[K(t),A(t)L(t)]

(1)

式(1)中,Y(t)表示總產(chǎn)出,K(t)表示資本投入,A(t)表示技術(shù)投入,L(t)表示勞動(dòng)投入,A(t)L(t)表示有效勞動(dòng)投入。結(jié)合供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革*供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革涉及勞動(dòng)力、土地、資本、制度創(chuàng)造、創(chuàng)新等要素,索洛模型包含勞動(dòng)、資本,技術(shù)被看作是非體現(xiàn)的,而技術(shù)通過影響資本和勞動(dòng)要素影響產(chǎn)出,技術(shù)應(yīng)該被看作是體現(xiàn)的,創(chuàng)新多數(shù)指技術(shù)上的創(chuàng)新,同時(shí),隨著城市化進(jìn)程的加快,土地在經(jīng)濟(jì)中扮演的角色越來越重要,一國的制度創(chuàng)造會(huì)對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生影響,但它并非生產(chǎn)要素,通常以間接的方式作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。并參照內(nèi)托(Neto)等[13-14]關(guān)于索洛模型擴(kuò)展的研究,本文構(gòu)建如下包含資本、勞動(dòng)、土地等要素的改進(jìn)索洛模型:

Y=F[K,BN,DL]

(2)

式(2)中,B表示勞動(dòng)有效性,N表示勞動(dòng)投入,BN表示有效勞動(dòng)投入,D表示土地有效性,L表示土地投入,DL表示有效土地投入。為了檢驗(yàn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),對(duì)式(2)求導(dǎo)并整理得:

g=aKgK+aBgB+aNgN+aDgD+aLgL

(3)

其中,aK=K?Y/Y?K表示產(chǎn)出資本彈性,aB=B?Y/Y?B表示產(chǎn)出勞動(dòng)有效性彈性,aN=N?Y/Y?N表示產(chǎn)出勞動(dòng)彈性,aD=D?Y/Y?D表示產(chǎn)出的土地有效性彈性,aL=L?Y/Y?L表示產(chǎn)出土地彈性,由于aK+aB+aN+aD+aL=1,且0≤aj≤1,j=K,B,N,D,L,由式(3)可知,經(jīng)濟(jì)穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)時(shí),產(chǎn)出增長(zhǎng)率與資本增長(zhǎng)率、技術(shù)增長(zhǎng)率、勞動(dòng)增長(zhǎng)率等成正向關(guān)系,理論驗(yàn)證了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革具有一定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),技術(shù)創(chuàng)新、資本積累、勞動(dòng)生產(chǎn)率提高和土地利用效率提升等舉措能促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

(二)全要素生產(chǎn)率視角下供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)模擬分析

參考杰森(Giesen)等[15-16]的研究,本文構(gòu)建符合我國經(jīng)濟(jì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況的包括家庭、最終廠商、中間廠商和中央銀行等行為主體的DSGE模型,實(shí)證模擬供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。

1.模型構(gòu)建

(1)家庭。假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在連續(xù)的家庭,滿足無限存活、同質(zhì)特征,家庭效用受消費(fèi)、實(shí)際貨幣持有量與勞動(dòng)供給量影響。同時(shí),考慮我國居民具有較強(qiáng)的消費(fèi)慣性,家庭效用函數(shù)中消費(fèi)項(xiàng)應(yīng)包含習(xí)慣消費(fèi);我國居民的勞動(dòng)供給彈性較低,家庭效用函數(shù)勞動(dòng)供給項(xiàng)應(yīng)設(shè)定為線性形式,代表性家庭的跨期效用函數(shù)為:

(4)

Ct+Bt/PtRt+Mt/Pt≤(Mt-1+Bt-1+WtLt+

Dt+Tt)/Pt

(5)

式(5)中,Bt表示家庭持有的名義債券期末余額,Rt表示名義債券利率,Wt表示名義工資,Dt表示家庭獲得的利潤,Tt表示家庭獲得的轉(zhuǎn)移支付。代表性家庭在式(5)約束下最大化其效用現(xiàn)值,得到一階條件:

λt=ut/(Ct-hCt-1)-βhEt[ut+1/(Ct+1-hCt)]

(6)

ut=λtWt/Pt

(7)

λt=βRtEt[Ptλt+1/Pt+1]

(8)

Mt/Pt=utRt/λt(Rt-1)

(9)

式(6)為家庭關(guān)于Ct的一階條件,λt表示消費(fèi)的邊際效用,式(6)表明一單位正向的偏好沖擊會(huì)增加家庭消費(fèi)的邊際效用;式(7)為家庭關(guān)于Lt的一階條件,較低的勞動(dòng)供給彈性決定勞動(dòng)的穩(wěn)定的邊際效用,式(7)不含Lt;式(8)為家庭關(guān)于Bt的一階條件,家庭放棄一單位當(dāng)期消費(fèi)引起的效用損失在數(shù)值上等于放棄那一單位消費(fèi)的貨幣價(jià)值用來購買債券并進(jìn)行下期消費(fèi)帶來的效用貼現(xiàn)值;式(9)為家庭關(guān)于Mt/Pt的一階條件,表示代表性家庭的實(shí)際貨幣余額需求,名義債券利率越高,家庭愿意持有更多的債券資產(chǎn),家庭的實(shí)際貨幣余額持有意愿降低。

(2)最終產(chǎn)品廠商。最終產(chǎn)品廠商利用中間產(chǎn)品生產(chǎn)最終產(chǎn)品,對(duì)中間產(chǎn)品Yt(i)進(jìn)行加總得最終產(chǎn)品廠商的生產(chǎn)函數(shù):

(10)

(11)

式(11)中,Pt(i)表示中間產(chǎn)品價(jià)格,由式(10)與(11)得中間產(chǎn)品Yt(i)需求函數(shù):

(12)

由于最終產(chǎn)品廠商面臨的是完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng),由零利潤原則可得Pt的表達(dá)式:

(13)

(3)中間產(chǎn)品廠商。假定中間產(chǎn)品的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)為壟斷競(jìng)爭(zhēng),中間產(chǎn)品廠商生產(chǎn)異質(zhì)性產(chǎn)品,中間產(chǎn)品廠商的生產(chǎn)函數(shù):

Yt(i)=ZtLt(i)

(14)

(15)

式(15)中,Dt(i)/Pt表示中間產(chǎn)品廠商i分配給家庭的實(shí)際利潤,水平加總可得Dt,中間產(chǎn)品廠商i面臨的約束條件:

(16)

式(16)中,π表示穩(wěn)態(tài)通貨膨脹率,[Pt(i)/Pt]-αtWtYt/ZtPt表示實(shí)際勞動(dòng)成本,Wt/Zt表示邊際成本,(φ/2)[Pt(i)/πPt-1(i)-1]2Yt表示廠商調(diào)整成本,φ表示價(jià)格粘性,由式(15)與式(16)得中間產(chǎn)品廠商的一階條件:

(17)

由式(17)可知,當(dāng)φ=0時(shí),Pt(i)=Wαt/Zt(αt-1),即中間產(chǎn)品價(jià)格為考慮價(jià)格加成的邊際成本。

(4)產(chǎn)出缺口。本文參考埃爾蘭(Ireland)[17]的研究,定義產(chǎn)出缺口xt=Yt/Qt,社會(huì)計(jì)劃者通過選擇潛在產(chǎn)出以及分配家庭勞動(dòng)最大化其社會(huì)福利,社會(huì)計(jì)劃者的社會(huì)福利函數(shù):

(18)

式(18)中,Qt表示潛在產(chǎn)出,由式(10)與式(14)得社會(huì)計(jì)劃者的約束條件:

(19)

根據(jù)式(18)(19)可得社會(huì)計(jì)劃者的一階條件:

ηt=ut/(Qt-hQt-1)-βhEt[ut+1/(Qt+1-hQt)]

(20)

ut=ηtZt

(21)

根據(jù)式(20)與式(21)可以得到潛在產(chǎn)出社會(huì)計(jì)劃者的福利最大化一階條件:

1/Zt=1/(Qt-hQt-1)-βhEt[ut+1/ut(Qt-

hQt-1)]

(22)

(5)中央銀行。中央銀行根據(jù)“泰勒規(guī)則”執(zhí)行貨幣政策,名義利率對(duì)通貨膨脹率與穩(wěn)態(tài)通貨膨脹的偏離、產(chǎn)出增長(zhǎng)率與穩(wěn)態(tài)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的偏離做出反應(yīng),具體反應(yīng)系數(shù)分別為ρπ和ρg,貨幣政策的反應(yīng)系數(shù)影響政策沖擊持續(xù)時(shí)間,泰勒規(guī)則的具體表達(dá)形式:

ln(rt/r)=ρrln(rt-1/r)+ρπl(wèi)n(πt/π)+

ρgln(gt/g)+εrt

(23)

(24)

(25)

(26)

(27)

(28)

(29)

(30)

(31)

(32)

(33)

2.數(shù)據(jù)選取與參數(shù)校準(zhǔn)

本文研究區(qū)間為1992第1季度至2017第3季度,選取市場(chǎng)利率、通貨膨脹率和產(chǎn)出增長(zhǎng)率為觀測(cè)變量,并利用銀行間同業(yè)拆借利率衡量市場(chǎng)利率(1996年以前數(shù)據(jù)參考上海融資中心同業(yè)拆借利率)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)數(shù)據(jù)衡量通貨膨脹率、國民生產(chǎn)總值(GDP)增長(zhǎng)率衡量產(chǎn)出增長(zhǎng)率,市場(chǎng)利率、CPI和GDP數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫,所有變量數(shù)據(jù)使用前均經(jīng)過Tramo-Seats季節(jié)調(diào)整、HP濾波去趨勢(shì),并且通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析之前,需要對(duì)模型中的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)或校準(zhǔn),將貼現(xiàn)因子β校準(zhǔn)為0.99(β=1/(1+r));參考仝冰[18]的研究將價(jià)格調(diào)整成本參數(shù)φ校準(zhǔn)為0.19;參考劉金全等[19]的研究將消費(fèi)慣性參數(shù)h校準(zhǔn)為0.7;利用1992—2017年季度通貨膨脹率、利率、產(chǎn)出增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)校準(zhǔn)通貨膨脹率穩(wěn)態(tài)值為0.013、利率穩(wěn)態(tài)值0.032、產(chǎn)出增長(zhǎng)率穩(wěn)態(tài)值0.024;針對(duì)偏好沖擊系數(shù)ρu、偏好沖擊系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差σu、全要素生產(chǎn)率沖擊標(biāo)準(zhǔn)差σz、價(jià)格加成沖擊系數(shù)ρα、價(jià)格加成沖擊系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差σα、利率平滑系數(shù)ρr、貨幣政策沖擊標(biāo)準(zhǔn)差σr、通貨膨脹反應(yīng)系數(shù)ρπ、產(chǎn)出缺口反應(yīng)系數(shù)ρx、產(chǎn)出增長(zhǎng)率反應(yīng)系數(shù)ρg,鑒于貝葉斯估計(jì)相對(duì)于普通最小二乘法(OLS)和高斯混合模型(GMM)估計(jì)是基于先驗(yàn)分布特征對(duì)參數(shù)進(jìn)行事后估計(jì)和修正,一定程度上使參數(shù)估計(jì)更加有效,本文參考巴勃羅(Pablo)等[20]的研究,通過Matlab2017a對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行貝葉斯估計(jì),通過參數(shù)先驗(yàn)分布和卡爾曼濾波估計(jì)的似然函數(shù)獲取參數(shù)后驗(yàn)分布后,進(jìn)一步使用Metropolis-Hastings算法得到整個(gè)后驗(yàn)分布,具體估計(jì)與校準(zhǔn)結(jié)果如表1所示。

表1 模型參數(shù)校準(zhǔn)

3.脈沖響應(yīng)分析

鑒于本文的研究需要,本文重點(diǎn)觀測(cè):(1)全要素生產(chǎn)率沖擊、價(jià)格加成沖擊、偏好沖擊和貨幣政策沖擊對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的動(dòng)態(tài)影響;(2)全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率、通貨膨脹率、利率、產(chǎn)出缺口的動(dòng)態(tài)影響。相關(guān)沖擊及脈沖響應(yīng)函數(shù)如圖1所示,其中,橫軸表示沖擊滯后期,縱軸表示被沖擊變量。(a)—(d)顯示了1單位的各個(gè)沖擊對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的動(dòng)態(tài)影響,(A)—(D)顯示了1單位全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率、通貨膨脹率、利率、產(chǎn)出缺口的動(dòng)態(tài)影響。

由圖1(a)—(d)可知:(1)正向的全要素生產(chǎn)率沖擊會(huì)提高產(chǎn)出增長(zhǎng)率,表現(xiàn)為“陡升緩降”的“正向”沖擊特征,產(chǎn)出增長(zhǎng)率在第6個(gè)季度沖擊影響衰減為零*DSGE模型分析的是研究區(qū)間內(nèi)被沖擊變量對(duì)沖擊變量的脈沖響應(yīng),文中“產(chǎn)出增長(zhǎng)率在第6個(gè)季度沖擊影響衰減為零”是指一次性全要素生產(chǎn)率沖擊發(fā)生后,對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的沖擊效應(yīng)在沖擊發(fā)生后的第6個(gè)季度衰減為零,這不同于時(shí)變參數(shù)因子增強(qiáng)向量自回歸模型(SV-TVP-FAVAR模型)的時(shí)點(diǎn)脈沖沖擊,下文不再解釋。,全要素生產(chǎn)率的提升帶來要素使用效率的提升,進(jìn)而帶來產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率的上升;(2)正向的價(jià)格加成沖擊使產(chǎn)出增長(zhǎng)率出現(xiàn)正負(fù)交替,表現(xiàn)為“陡升陡降”的“正向→負(fù)向”沖擊特征,短期內(nèi)由于存在信息不對(duì)稱,正向的價(jià)格加成沖會(huì)使中間廠商獲利增多,加大中間產(chǎn)品的生產(chǎn),進(jìn)而帶來產(chǎn)出增長(zhǎng)率的上升,隨后的信息公開會(huì)帶來中間產(chǎn)品廠商的低效率生產(chǎn),進(jìn)而帶來產(chǎn)出增長(zhǎng)率的迅速下降,產(chǎn)出增長(zhǎng)率在第2個(gè)季度使產(chǎn)出增長(zhǎng)率迅速下降至負(fù)值,并在第10個(gè)季度沖擊影響衰減為零;(3)正向的偏好沖擊短期內(nèi)會(huì)使產(chǎn)出增長(zhǎng)率出現(xiàn)負(fù)正交替,表現(xiàn)出“陡降陡升”的“負(fù)向→正向”沖擊特征,正向的偏好沖擊會(huì)使消費(fèi)者極短時(shí)間內(nèi)找不到合適的產(chǎn)品進(jìn)行消費(fèi),帶來產(chǎn)出增長(zhǎng)率的下降,但在中長(zhǎng)期內(nèi),正向偏好沖擊會(huì)使家庭當(dāng)期消費(fèi)邊際效用提高,且家庭會(huì)對(duì)下期可能發(fā)生的沖擊有一定預(yù)期,家庭增加當(dāng)期的消費(fèi)有益于提高家庭效用,進(jìn)而帶來產(chǎn)出增長(zhǎng)率的上升,產(chǎn)出增長(zhǎng)率在第2個(gè)季度使產(chǎn)出增長(zhǎng)率迅速上升至正值,并在第5個(gè)季度沖擊影響衰減為零;(4)正向的貨幣政策沖擊會(huì)降低產(chǎn)出增長(zhǎng)率,表現(xiàn)出“陡降陡升”的“負(fù)向→零”沖擊特征,正向的貨幣政策沖擊會(huì)使利率水平上升,激勵(lì)家庭減少當(dāng)期消費(fèi),增加未來消費(fèi),進(jìn)而帶來產(chǎn)出增長(zhǎng)率的下降,但長(zhǎng)期內(nèi)貨幣政策沖擊對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的影響效果不明顯,產(chǎn)出增長(zhǎng)率在第2個(gè)季度使產(chǎn)出增長(zhǎng)率迅速上升至零。

(a)全要素生產(chǎn)率沖擊 (b)價(jià)格加成沖擊 (c)偏好沖擊 (d)貨幣政策沖擊

(A)產(chǎn)出增長(zhǎng)率 (B)通貨膨脹率 (C)利率 (D)產(chǎn)出缺口圖1 相應(yīng)沖擊與脈沖反應(yīng)函數(shù)

由圖1(A)—(D)可知:(1)正向的全要素生產(chǎn)率沖擊會(huì)提高使產(chǎn)出增長(zhǎng)率,影響周期相對(duì)較長(zhǎng);(2)正向的全要素生產(chǎn)率沖擊可以降低通貨膨脹率,正向的全要素生產(chǎn)率沖擊通過提高產(chǎn)品生產(chǎn)效率提高了中間產(chǎn)品廠商的生產(chǎn)能力和最終產(chǎn)品的供給能力,進(jìn)而帶來物價(jià)水平的下降,達(dá)到降低通貨膨脹率的目的;(3)正向的全要素生產(chǎn)率沖擊會(huì)降低市場(chǎng)利率,正向的全要素生產(chǎn)率沖擊通過降低產(chǎn)品的生產(chǎn)成本降低市場(chǎng)貨幣需求,進(jìn)而帶來銀行間同業(yè)拆借利率的下降;(4)正向的全要素生產(chǎn)率沖擊能夠減小產(chǎn)出缺口,通過增加經(jīng)濟(jì)社會(huì)的產(chǎn)出水平,縮小實(shí)際產(chǎn)出水平與潛在產(chǎn)出水平的偏離。

通過比較全要素生產(chǎn)率沖擊、價(jià)格加成沖擊、偏好沖擊、貨幣政策沖擊對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的動(dòng)態(tài)影響及其影響周期與全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率、通貨膨脹率、利率、產(chǎn)出缺口的動(dòng)態(tài)影響及其影響周期可知,全要素生產(chǎn)率沖擊更利于提高產(chǎn)出增長(zhǎng)率,且全要素生產(chǎn)率在提高產(chǎn)出增長(zhǎng)率的同時(shí),帶來了“低通脹、低利率、低產(chǎn)出缺口”的溢出效應(yīng),并未帶來“外部不經(jīng)濟(jì)”,因此,基于全要素生產(chǎn)率視角下的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革成為經(jīng)濟(jì)穩(wěn)態(tài)運(yùn)行的“帕累托最優(yōu)”,提高全要素生產(chǎn)率有利于我國經(jīng)濟(jì)健康、持續(xù)發(fā)展。

三、供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),本文基于全要素生產(chǎn)率視角,運(yùn)用面板平滑轉(zhuǎn)移模型(PSTR模型)實(shí)證檢驗(yàn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效用。

(一)全要素生產(chǎn)率視角下的最優(yōu)儲(chǔ)蓄率

新常態(tài)下,消費(fèi)作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?正向驅(qū)動(dòng)作用明顯,在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力轉(zhuǎn)換過程中發(fā)揮著不可替代的作用,由新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論下儲(chǔ)蓄率的傳導(dǎo)渠道可知,儲(chǔ)蓄率通過影響有效人均消費(fèi)影響實(shí)體經(jīng)濟(jì),儲(chǔ)蓄率成為治理消費(fèi)需求不足、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效途徑,由式(1)可得公式:

(34)

sf(k)=(n+g+δ)k

(35)

由式(35)可知,不同儲(chǔ)蓄率對(duì)應(yīng)不同的穩(wěn)態(tài)均衡點(diǎn),提高儲(chǔ)蓄率會(huì)帶來經(jīng)濟(jì)增速短暫上升和經(jīng)濟(jì)永久性增長(zhǎng),同時(shí),有效人均消費(fèi)經(jīng)過瞬時(shí)下降后迅速上升,直到達(dá)到新的穩(wěn)態(tài)消費(fèi),為了分析儲(chǔ)蓄率變動(dòng)后有效人均消費(fèi)的變化情況,構(gòu)建公式:

c=(1-s)f(k)=f(k)-(n+g+δ)k

(36)

式(36)中,c表示有效人均消費(fèi),將式(36)進(jìn)一步微分得公式:

dc/ds={f′[k(s,n,g,δ)]-

(n+g+δ)}?k(s,n,g,δ)/?s

(37)

當(dāng)經(jīng)濟(jì)達(dá)到穩(wěn)態(tài)時(shí),?k*(s,n,g,δ)/?s>0,由式(37)可知,儲(chǔ)蓄率與有效人均消費(fèi)之間的關(guān)系取決于f′[k*(s,n,g,δ)]-(n+g+δ)的正負(fù)。具體來說:當(dāng)f′[k*(s,n,g,δ)]-(n+g+δ)<0時(shí),提高儲(chǔ)蓄率,有效人均消費(fèi)減小;當(dāng)f′[k*(s,n,g,δ)]-(n+g+δ)>0時(shí),提高儲(chǔ)蓄率,有效人均消費(fèi)增加。

針對(duì)“儲(chǔ)蓄率→有效人均消費(fèi)→實(shí)體經(jīng)濟(jì)”傳導(dǎo)渠道,以提高儲(chǔ)蓄率為例,上述傳導(dǎo)渠道具體為:

傳導(dǎo)渠道a:“提高儲(chǔ)蓄率→有效人均消費(fèi)減小→經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”;

傳導(dǎo)渠道b:“提高儲(chǔ)蓄率→有效人均消費(fèi)增加→經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”。

傳導(dǎo)渠道a和傳導(dǎo)渠道b為新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論下儲(chǔ)蓄率的傳導(dǎo)渠道,即提高儲(chǔ)蓄率會(huì)帶來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),考慮到我國經(jīng)濟(jì)可能存在不滿足新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的情形,現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)可能存在另外兩個(gè)傳導(dǎo)渠道:

傳導(dǎo)渠道c:“提高儲(chǔ)蓄率→有效人均消費(fèi)減小→經(jīng)濟(jì)衰退”;

傳導(dǎo)渠道d:“提高儲(chǔ)蓄率→有效人均消費(fèi)增加→經(jīng)濟(jì)衰退”。

在a、b、c、d四種傳導(dǎo)渠道下,儲(chǔ)蓄率的提高對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響是不同的,具體影響取決于f′[k*(s,n,g,δ)]-(n+g+δ)的正負(fù),而f′[k*(s,n,g,δ)]-(n+g+δ)的正負(fù)由n、g和δ的數(shù)值決定,全要素生產(chǎn)率參數(shù)通過影響儲(chǔ)蓄率傳導(dǎo)渠道進(jìn)而影響實(shí)體經(jīng)濟(jì),儲(chǔ)蓄率處于什么水平更利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?該狀態(tài)下的儲(chǔ)蓄率要求全要素生產(chǎn)率參數(shù)滿足什么條件?為了解決上述問題,本文進(jìn)一步將式(2)具體化為:

Y=F[K,VEN,HWL]

(38)

式(38)中,V表示技術(shù)分配促進(jìn)勞動(dòng)的體現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步,E表示技術(shù)分配促進(jìn)勞動(dòng)的非體現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步,H表示技術(shù)分配促進(jìn)土地的體現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步,W表示技術(shù)分配促進(jìn)土地的非體現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步,由式(38)得公式:

(gl+gh+ξ+ζ+δ2)k

(39)

式(39)中,f1(k)表示有效人均資本產(chǎn)出,gv表示技術(shù)分配促進(jìn)勞動(dòng)的體現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)率,ω和ψ分別表示技術(shù)分配促進(jìn)勞動(dòng)的非體現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步增加的資本增長(zhǎng)率和勞動(dòng)增長(zhǎng)率,δ1表示勞動(dòng)資本折舊率,f2(k)表示有效地均資本產(chǎn)出,gl表示土地增長(zhǎng)率,gh表示技術(shù)分配促進(jìn)土地的體現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)率,ξ和ζ分別表示技術(shù)分配促進(jìn)土地的非體現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步增加的資本增長(zhǎng)率和土地增長(zhǎng)率,δ2表示土地資本折舊率,整理式(39)得公式:

(40)

式(40)中,f(k)表示有效資本產(chǎn)出(f(k)=f1(k)+f2(k)),gb表示勞動(dòng)有效性增長(zhǎng)率(gb=n+gv+ω+ψ),gd表示土地有效性增長(zhǎng)率(gd=gl+gh+ξ+ζ),δ表示資本折舊率(δ=δ1+δ2)。經(jīng)濟(jì)穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)時(shí),最優(yōu)儲(chǔ)蓄率的核算公式:

(41)

式(41)中,s*表示最優(yōu)儲(chǔ)蓄率(本文指供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下以經(jīng)濟(jì)穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)為目標(biāo)的應(yīng)有儲(chǔ)蓄率),g表示產(chǎn)出增長(zhǎng)率(g=gb+gd)。運(yùn)用式(41)可以測(cè)算最優(yōu)儲(chǔ)蓄率,其中,資本折舊率參考胡永剛等[21]的δ值(0.1)和范祚軍等[22]的δ值(0.05),取兩者平均值δ=0.075;資本存量通過公式Kt=It+Kt-1(1-δ)核算;產(chǎn)出增長(zhǎng)率g′=(GDPt-GDPt-1)/GDPt-1。經(jīng)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》查詢相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算1979—2015年我國最優(yōu)儲(chǔ)蓄率,并與實(shí)際儲(chǔ)蓄率進(jìn)行比較,具體情況如圖2所示。從中可見,1979—2015年我國實(shí)際儲(chǔ)蓄率與最優(yōu)儲(chǔ)蓄率走勢(shì)基本一致,但實(shí)際儲(chǔ)蓄率長(zhǎng)期高于最優(yōu)儲(chǔ)蓄率,我國經(jīng)濟(jì)可能存在“高儲(chǔ)蓄率之謎”,1979—2015年我國實(shí)際儲(chǔ)蓄率的峰值、均值和谷值分別為57.96%、40.41%和25.31%,最優(yōu)儲(chǔ)蓄率的峰值、均值和谷值分別為34.20%、29.62%和24.05%?！笆濉币詠?我國平均儲(chǔ)蓄率維持在45%—55%,最優(yōu)儲(chǔ)蓄率維持在25%—35%,我國實(shí)際儲(chǔ)蓄率明顯偏高。2010年以后,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式由依靠投資、出口拉動(dòng)向依靠消費(fèi)、投資、出口協(xié)同拉動(dòng)的轉(zhuǎn)變使我國實(shí)際儲(chǔ)蓄率與最優(yōu)儲(chǔ)蓄率呈現(xiàn)趨勢(shì)性下降。

圖2 實(shí)際儲(chǔ)蓄率與最優(yōu)儲(chǔ)蓄率

圖3 儲(chǔ)蓄率缺口與產(chǎn)出增長(zhǎng)率缺口

(二)最優(yōu)儲(chǔ)蓄率視角下的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革

為確定全要素生產(chǎn)率視角下的最優(yōu)儲(chǔ)蓄率相較于實(shí)際儲(chǔ)蓄率是否更利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),本文運(yùn)用PSTR模型對(duì)我國實(shí)際儲(chǔ)蓄率與產(chǎn)出增長(zhǎng)率之間的關(guān)系進(jìn)行分析。

1.變量選取與數(shù)據(jù)來源

為了研究實(shí)際儲(chǔ)蓄率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系,本文選取我國31個(gè)省份2001—2015年的產(chǎn)出增長(zhǎng)率作為被解釋變量、實(shí)際儲(chǔ)蓄率作為解釋變量、資本形成率與通貨膨脹率作為控制變量、實(shí)際儲(chǔ)蓄率作為模型中的門限變量。研究所用數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。需要說明的是實(shí)際儲(chǔ)蓄率的核算問題,一般來說,計(jì)算儲(chǔ)蓄率有支出法與生產(chǎn)法兩種方法:一是支出法,通過“儲(chǔ)蓄率=1-最終消費(fèi)率”近似核算;二是生產(chǎn)法,通過資金流量表核算。兩種方法各有利弊,針對(duì)本文樣本的省級(jí)數(shù)據(jù)特征及時(shí)間跨度選取,上述兩種核算儲(chǔ)蓄率的方法均難以實(shí)現(xiàn),為此本文結(jié)合各省共性特征與個(gè)體特征采用轉(zhuǎn)換法核算省級(jí)實(shí)際儲(chǔ)蓄率。具體來說,可以通過式(41)計(jì)算出各省2001—2015年最優(yōu)儲(chǔ)蓄率,進(jìn)一步轉(zhuǎn)換成各省2001—2015年實(shí)際儲(chǔ)蓄率,最優(yōu)儲(chǔ)蓄率向?qū)嶋H儲(chǔ)蓄率轉(zhuǎn)換的關(guān)系式設(shè)定為:

(42)

2.模型構(gòu)建與檢驗(yàn)

鑒于經(jīng)濟(jì)狀態(tài)并非跳躍式轉(zhuǎn)換,傳統(tǒng)PTR模型的突變特征不合理,為了克服PTR模型存在的轉(zhuǎn)換機(jī)制跳躍、離散的問題,使模型轉(zhuǎn)換變量連續(xù)平滑轉(zhuǎn)換,且能有效獲取數(shù)據(jù)截面異質(zhì)性,本文構(gòu)建PSTR模型如下:

(43)

為避免變量數(shù)據(jù)出現(xiàn)虛假回歸,本文采用LLC檢驗(yàn)方法對(duì)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示,模型分析的被解釋變量、解釋變量、門限變量、控制變量數(shù)據(jù)均在1%的置信水平上拒絕存在單位根的原假設(shè),各個(gè)變量數(shù)據(jù)均表現(xiàn)出良好的平穩(wěn)性,可以構(gòu)建面板回歸模型。

在使用模型前,需對(duì)實(shí)際儲(chǔ)蓄率與產(chǎn)出增長(zhǎng)率之間的非線性關(guān)系、轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)和最佳m值進(jìn)行檢驗(yàn),具體結(jié)果如表2所示。(1)模型的非線性檢驗(yàn)原假設(shè)H0:γ=0(系統(tǒng)只存在一個(gè)機(jī)制);備擇假設(shè)H1:γ=1(系統(tǒng)存在兩個(gè)機(jī)制)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示:無論m=1或m=2,LM、LMF和LRT統(tǒng)計(jì)量均1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè),可以使用PSTR模型分析我國實(shí)際儲(chǔ)蓄率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的非線性關(guān)系。(2)模型轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)檢驗(yàn)的原假設(shè)H0:r=1(存在一個(gè)非線性轉(zhuǎn)換函數(shù));備擇假設(shè)H1:r=2(存在兩個(gè)以上非線性轉(zhuǎn)換函數(shù))。檢驗(yàn)結(jié)果顯示:無論m=1或m=2,均不能拒絕原假設(shè),確定模型只含有一個(gè)非線性轉(zhuǎn)換函數(shù)。此外,本文采用AIC和BIC準(zhǔn)則確定最佳位置參數(shù)個(gè)數(shù),檢驗(yàn)結(jié)果顯示:m=1的兩個(gè)轉(zhuǎn)換變量所對(duì)應(yīng)的AIC值(-5.741)和BIC值(-5.670)均小于m=2時(shí)的AIC值(-5.735)和BIC值(-5.654),確定模型的位置參數(shù)個(gè)數(shù)m=2。

3.參數(shù)估計(jì)與結(jié)果分析

鑒于PSTR模型的非線性特征,OLS估計(jì)不再適用,本文運(yùn)用非線性最小二乘法(NLS)來對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì),具體變量系數(shù)在低區(qū)制和高區(qū)制下的估計(jì)值與t值如表3所示。

表2 模型非線性與轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

注:括號(hào)內(nèi)數(shù)值為P值,***表示在1%的顯著性水平上顯著。

表3 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注:***、**和*表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著。

圖4 平滑轉(zhuǎn)移函數(shù)

4.供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)檢驗(yàn)

供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革就是從提高供給質(zhì)量出發(fā),矯正要素配置扭曲,擴(kuò)大有效供給,提高全要素生產(chǎn)率,供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革涉及勞動(dòng)力、土地、資本、制度創(chuàng)造、創(chuàng)新等要素。通過我國實(shí)際儲(chǔ)蓄率與產(chǎn)出增長(zhǎng)率相關(guān)數(shù)據(jù),畫出我國實(shí)際儲(chǔ)蓄率與產(chǎn)出增長(zhǎng)率關(guān)系圖,如圖5所示。結(jié)合PSTR模型門限值與圖5可知,在儲(chǔ)蓄率門限值兩側(cè),隨著儲(chǔ)蓄率的持續(xù)降低,我國產(chǎn)出增長(zhǎng)率逐步上升。具體來說,在儲(chǔ)蓄率高區(qū)制下,儲(chǔ)蓄率的降低帶來產(chǎn)出增長(zhǎng)率的緩慢增長(zhǎng);在儲(chǔ)蓄率低區(qū)制下,儲(chǔ)蓄率的降低帶來產(chǎn)出增長(zhǎng)率的顯著增長(zhǎng);儲(chǔ)蓄率門限值兩側(cè),儲(chǔ)蓄率對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的影響程度不同,儲(chǔ)蓄率由高區(qū)制向低區(qū)制過渡帶來產(chǎn)出增長(zhǎng)率的“緩增”向“陡增”過渡,儲(chǔ)蓄率門限值為實(shí)際儲(chǔ)蓄率與產(chǎn)出增長(zhǎng)率關(guān)系曲線凹凸“拐點(diǎn)”?？梢酝ㄟ^以下兩個(gè)因素理解低區(qū)制、高區(qū)制下降低儲(chǔ)蓄率的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效果:(1)不同區(qū)制下拉動(dòng)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的主要因素不同;(2)擠出貨幣的消費(fèi)投資比不同。以儲(chǔ)蓄率高區(qū)制為例,假設(shè)t時(shí)期,維持原有產(chǎn)出增長(zhǎng)率的消費(fèi)投資比為a且拉動(dòng)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的主要因素是消費(fèi),降低儲(chǔ)蓄率會(huì)向市場(chǎng)擠出新的貨幣供給,如果擠出的貨幣供給在消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的分配比例小于a,降低儲(chǔ)蓄率就會(huì)帶來產(chǎn)出增長(zhǎng)率的緩慢上升,反之產(chǎn)出增長(zhǎng)率會(huì)顯著上升。

圖5 實(shí)際儲(chǔ)蓄率與產(chǎn)出增長(zhǎng)率關(guān)系

具體來看,2002—2015年我國實(shí)際儲(chǔ)蓄率和最優(yōu)儲(chǔ)蓄率均值分別為48.24%和31.44%,儲(chǔ)蓄率門限值(35.94%)位于實(shí)際儲(chǔ)蓄率與最優(yōu)儲(chǔ)蓄率之間,我國實(shí)際儲(chǔ)蓄率向儲(chǔ)蓄率門限值趨近過程中,產(chǎn)出增長(zhǎng)率緩慢增長(zhǎng),進(jìn)一步向最優(yōu)儲(chǔ)蓄率趨近過程中,產(chǎn)出增長(zhǎng)率顯著增長(zhǎng),適當(dāng)降低我國儲(chǔ)蓄率將成為一個(gè)利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帕累托改進(jìn)。但并不是說可以通過持續(xù)降低儲(chǔ)蓄率的方式來提高產(chǎn)出增長(zhǎng)率,除了受國家經(jīng)濟(jì)體制、居民消費(fèi)習(xí)慣等因素影響外,家庭、企業(yè)和政府的預(yù)期交易動(dòng)機(jī)、預(yù)期謹(jǐn)慎動(dòng)機(jī)和當(dāng)期消費(fèi)動(dòng)機(jī)等因素致使儲(chǔ)蓄率存在“儲(chǔ)蓄率下限”和“儲(chǔ)蓄率上限”,實(shí)際儲(chǔ)蓄率的下限和上限決定了實(shí)際儲(chǔ)蓄率與產(chǎn)出增長(zhǎng)率關(guān)系曲線只存在一個(gè)“拐點(diǎn)”(單門限值)而不是存在多個(gè)“拐點(diǎn)”(多門限值)。

總結(jié)來看,基于全要素生產(chǎn)率視角下的最優(yōu)儲(chǔ)蓄率小于基于PSTR模型分析得出的我國儲(chǔ)蓄率門限值,說明我國實(shí)際儲(chǔ)蓄率向儲(chǔ)蓄率門限值進(jìn)而向最優(yōu)儲(chǔ)蓄率趨近會(huì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),實(shí)證檢驗(yàn)出供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革具有一定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),“十九大”報(bào)告中也再次重申我國需要繼續(xù)深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。

四、結(jié)論與討論

新常態(tài)下,我國經(jīng)濟(jì)站在新起點(diǎn)的最大特征就是要用新理念和新實(shí)踐去應(yīng)對(duì)新變化帶來的新挑戰(zhàn)。本文立足微觀視角分析宏觀問題,基于全要素生產(chǎn)率視角對(duì)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行理論推演、實(shí)證模擬與檢驗(yàn),得出以下主要結(jié)論:第一,基于全要素生產(chǎn)率視角下改進(jìn)索洛模型理論推演顯示,提高資本增長(zhǎng)率、技術(shù)增長(zhǎng)率等可以帶來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革具有一定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),符合政府提出的“供給側(cè)改革”的核心。第二,基于全要素生產(chǎn)率沖擊視角的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型模擬分析顯示,相較于價(jià)格加成沖擊、偏好沖擊、貨幣政策沖擊,全要素生產(chǎn)率沖擊更利于提高產(chǎn)出增長(zhǎng)率,且?guī)砹恕暗屯?、低利率、低產(chǎn)出缺口”的溢出效應(yīng),基于全要素生產(chǎn)率視角下的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革成為經(jīng)濟(jì)穩(wěn)態(tài)運(yùn)行的“帕累托最優(yōu)”,提高全要素生產(chǎn)率有利于我國經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展。第三,基于全要素生產(chǎn)率視角下的面板平滑轉(zhuǎn)移模型實(shí)證檢驗(yàn)顯示,我國最優(yōu)儲(chǔ)蓄率小于儲(chǔ)蓄率門限值,實(shí)際儲(chǔ)蓄率向儲(chǔ)蓄率門限值進(jìn)而向最優(yōu)儲(chǔ)蓄率趨近會(huì)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革具有一定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),新常態(tài)下,“三期疊加”陣痛效應(yīng)成為我國經(jīng)濟(jì)最大的特征和挑戰(zhàn),以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動(dòng)力變革對(duì)于我國經(jīng)濟(jì)健康良性發(fā)展至關(guān)重要。

此外,需要說明的是:(1)封閉的DSGE模型問題。本文通過封閉的DSGE模型模擬分析供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),并未構(gòu)建開放的、多行為主體的DSGE模型分析更多沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,主要原因在于本文旨在分析全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,進(jìn)而分析供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),模型復(fù)雜與否并不會(huì)對(duì)分析結(jié)果產(chǎn)生本質(zhì)影響;(2)模糊比較與精準(zhǔn)分析問題。本文在分析全要素生產(chǎn)率沖擊、價(jià)格加成沖擊、偏好沖擊、貨幣政策沖擊對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的動(dòng)態(tài)影響與全要素生產(chǎn)率沖擊對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率、通貨膨脹率、利率、產(chǎn)出缺口的動(dòng)態(tài)影響時(shí),只對(duì)其影響趨勢(shì)進(jìn)行對(duì)比分析,并未對(duì)具體效果進(jìn)行精確數(shù)值分析,主要原因在于通過簡(jiǎn)單的趨勢(shì)與幅度對(duì)比分析便可得出不同沖擊對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的影響優(yōu)劣,達(dá)到對(duì)比分析的目的;(3)新常態(tài)下最優(yōu)儲(chǔ)蓄率確定問題。本文通過分析實(shí)際儲(chǔ)蓄率、儲(chǔ)蓄率門限值與最優(yōu)儲(chǔ)蓄率三者之間的大小關(guān)系,得出實(shí)際儲(chǔ)蓄率向儲(chǔ)蓄率門限值和最優(yōu)儲(chǔ)蓄率的逐步趨近會(huì)帶來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),但考慮到制度因素、消費(fèi)習(xí)慣、預(yù)防性儲(chǔ)蓄等,我國實(shí)際儲(chǔ)蓄率下降多少可以實(shí)現(xiàn)“多因素”下的“帕累托最優(yōu)”問題尚未給出答案,主要原因在于本文旨在證明全要素生產(chǎn)率視角下的最優(yōu)儲(chǔ)蓄率更利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),進(jìn)而檢驗(yàn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革具有一定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),最優(yōu)儲(chǔ)蓄率作為一個(gè)基準(zhǔn)概念,本身就是經(jīng)濟(jì)穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)時(shí)的應(yīng)有儲(chǔ)蓄率,只起基準(zhǔn)指標(biāo)的作用。

總之,新常態(tài)時(shí)期,我國經(jīng)濟(jì)面臨下行風(fēng)險(xiǎn),深入貫徹供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革,全面加快技術(shù)創(chuàng)新、提高勞動(dòng)生產(chǎn)率、土地利用率等可以帶來我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng),供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革具有一定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。

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