华中科技大学博士学位论文动态随机一般均衡下中国经济波动问题研究姓名：李霜申请学位级别：博士专业：数量经济学指导教师：简志宏2011-05-25
华中科技大学博士学位论文 摘 要 21世纪的国际社会并不安宁，金融危机、自然灾害、恐怖势力、政治动荡等各种外生冲击从未消停，同时，美日等发达国家的经济也步入低速增长期，从多个方面对中国经济的高速平稳发展提出挑战。尽管如此，改革开放以来我国经济一直保持着不错的增长速度，但同时我们也要看到，产出的增长率近几十年并不平稳，在1993年第3季度高达%，在2009年第3季度只有%。 经济波动会影响社会福利，运用货币政策预防经济波动是各国中央银行的普遍做法，针对目前错综复杂的国际国内形势，我国密集出台了的一系列货币政策，也表明了政策机构欲借助货币政策调控经济的意图。这一举措引发了我们对货币政策与经济波动内在联动机制的思考：引起中国宏观经济波动的外生冲击源有哪些？货币政策的调控效果如何？货币政策冲击是否能够减小宏观经济的波动？面对各种外生冲击，货币政策应当如何有效应对？ 基于上述研究目的，本文在总结回顾现在文献的基础上，构造了用以分析中国经济波动问题的新凯恩斯货币政策动态随机一般均衡（DSGE）模型。论文的主体包括三部分：第一部分是关于DSGE模型的起源和文献综述，以及DSGE分析框架相关的方法介绍。第二部分围绕着货币政策展开中国经济波动的实证研究，首先从包含通货膨胀目标的小型简单货币政策模型入手，研究通货膨胀目标的存在性及其对经济波动的作用。然后，在一个内含了“金融加速器”效应和“债务-紧缩”效应的扩展模型中，讨论信用摩擦本身及其对货币政策冲击在经济波动中传导的影响。最后，在纳入了以石油价格为代表的供给冲击的模型中，探讨中国经济波动的有效货币政策问题。第三部分总结了论文的研究结果，并提出相关的政策建议以及未来的研究方向。 通过实证分析，本文得出了以下几点有意义的结论：第一，虽然我国的货币政策还没有实行完全的通货膨胀目标制，但动态内生的通胀目标在一定意义上可以刻画我国中央银行潜在不可观察的政策目标，分析结果表明该目标对生产率冲击做出正向响应、对消费需求冲击做出负向响应，这种响应机制能够起到稳定通货膨胀的作用，但对产出和就业的稳定作用并不明显，通货膨胀目标冲击是我国通货膨胀波动的首要动因。第二，在包含了信用摩擦的DSGE模型中，生产率冲击能够解释产 I
华中科技大学博士学位论文 出和通货膨胀在短期和长期的大部分波动，而价格加成冲击、工资加成冲击和金融冲击对通货膨胀也有一定的解释力。与不包含信用摩擦的模型脉冲比较发现，“金融加速器”效应和“债务-紧缩”效应的共同作用减弱了货币政策冲击的影响，放大了生产率冲击作用，并部分抵消了货币需求冲击、价格加成冲击及工资加成冲击对经济的紧缩作用。第三，中国过去的货币供应机制并没有对石油价格冲击做出统计上显著的反应，但是，货币供应对产出增长率和通货膨胀均做出了显著的负向反应。通过比较货币政策前沿我们发现，石油价格冲击的存在增大了产出和通货膨胀的波动；有效的货币政策在对产出和通货膨胀反应的同时，对石油价格冲击做出反应是必要的。 论文的创新工作主要体现在对DSGE模型框架中多种工具方法的综合应用，如基于DSGE模型的历史分解和预测误差方差分解、货币政策的反事实仿真分析、贝叶斯参数估计和政策前沿曲线。同时，在进行模型的对数线性化处理时，对在零通货膨胀稳态附近展开的常规做法进行了改进，以一个正的通货膨胀代替零通货膨胀稳态值。此外，“金融加速器”效应强于“债务-紧缩”效应是本文得到的新结论。 关键词：经济波动 动态随机一般均衡 新凯恩斯 货币政策 金融加速器 石油冲击 贝叶斯估计 II
华中科技大学博士学位论文 Abstract The international community is not peaceful in the 21st century, that financial crisis, natural disasters, terrorism, political unrest, and other exogenous shocks have occurred one after another. Meanwhile, the economies of . and other western countries enter into a slow growth period. All of the above bring great challenges for China’s rapid and smooth economic development. China’s economy has maintained a good growth rate, while the growth rate isn’t stable, with the highest of % in 1993Q3 and the lowest of % in 2009Q3. Economic fluctuations lower social welfare. Using monetary policy to prevent economic fluctuations is a common practice among central banks all over the world. With regard to the current complicated international and domestic situation, China promulgated a series of monetary policy, which also shows that the policy makers want to employ monetary policy to regulate the economy. These phenomenons prompt us to understand the internal linkage about economic fluctuations and monetary policy, ., which kinds of shocks drive China’s business fluctuation mainly? How well does monetary policy work? Does monetary policy shock help to weaken economic volatility? And what is an efficient monetary policy in front of exogenous shocks? Around the above research objective, the dissertation first summarizes the literature review and then constructs new Keynesian dynamic stochastic general equilibrium monetary policy (DSGE) model to investgate the problem of China’s economic fluctuations, in order to give appropriate policy suggestions. Three parts construct the body of the dissertation. In the first part, literature review of economy fluctuations and the associated tools based on DSGE methodology are introduced. In the most significant second part, we deeply and systematically study the fluctuation of China’s economy around monetary policy closely. Firstly we construct a simple DSGE model including inflation targeting in order to explore the existence of inflation teageting and its role on economic fluctuations. Then we expand the small scale model to contain financial accelerator effect and debt-deflation effect, to find how the credit frictions transmit through economy and their influence on monetary policy’s transmission. Finally, a special supply shock, oil price shock is introduced to analysis economic fluctuations and efficient monetary policy problem. The third part puts forward relevant policy recommendations on the grounds of previous empirical results and the direction for future research. In the following we draw some meaningful conclusions. First, although China’s monetary policy is not a fully inflation targeting rule, the dynamic endogenous inflation target could describe the central bank’s unobservable policy objective to some extent. The results show that the target responds to productivity shocks positively, but makes negative III
华中科技大学博士学位论文 response to consumer demand shocks. This kind of responses plays a stabilization role on inflation, but no obvious impact on output and employment. The inflation target shock is the main cause for inflation fluctuation. Second, in the DSGE model concluding financial market frictions, productivity shocks can explain most of the fluctuations of the output and inflation both in the short and long run. While the price markup shocks, wage markup shocks and financial shocks have some explanatory ability for inflation. Comparison with a frictionless model, we find that financial accelerator effect and debt-deflation effect jointly weaken the monetary policy, amplify productivity shocks, offset the contraction impact of consumer demand shocks, price markup shocks, and wage markup shocks partially. Third, Bayesian estimation indicates that China’s monetary authority didn’t react to oil price shocks. In other words, money supply mechanism didn’t change its money supply according to oil price shocks endogenously. However, money supply growth rate has made a significant negative response to inflation and output. Policy frontier suggests that the presence of oil price shocks increase the volatility of output and inflation. Thus an efficient monetary policy should not only respond to output and inflation, but also the oil price shocks. The main contribution of the dissertation is the comprehensive application of a variety of tools based on DSGE framework, like historical decomposition, forecast error variance decomposition, monetary policy counterfactual simulation analysis, Bayesian parameter estimation. Furthermore, we linearize the optimal pricing equation around a positive mean value instead of usually zero inflation steady state. In addition, financial accelerator effect is stronger than debt-deflation effect is obtained as a new conclusion. Key words: Economic Fluctuation; Dynamic Stochastic General Equilibrium; New Keynesian; Monetary Policy; Financial Accelerator; Oil Shocks; Bayesian Estimation IV
独创性声明 本人声明所呈交的学位论文是我个人在导师指导下进行的研究工作及取得的研究成果。尽我所知，除文中已经标明引用的内容外，本论文不包含任何其他个人或集体已经发表或撰写过的研究成果。对本文的研究做出贡献的个人和集体，均已在文中以明确方式标明。本人完全意识到本声明的法律结果由本人承担。 学位论文作者签名： 日期： 年 月 日 学位论文版权使用授权书 本学位论文作者完全了解学校有关保留、使用学位论文的规定，即：学校有权保留并向国家有关部门或机构送交论文的复印件和电子版，允许论文被查阅和借阅。本人授权华中科技大学可以将本学位论文的全部或部分内容编入有关数据库进行检索，可以采用影印、缩印或扫描等复制手段保存和汇编本学位论文。 保密 □ ，在________年解密后适用本授权书。 本论文属于 不保密□。 （请在以上方框内打“√”） 学位论文作者签名： 指导教师签名： 日期： 年 月 日 日期： 年 月 日
华中科技大学博士学位论文 1 绪论 研究背景与意义 研究背景 进入21世纪，受美国、日本等国经济衰退的影响，全球经济一路下滑。从2001年的“9·11”事件，到2003年的伊拉克战争，局部战争和地区冲突不断。近半年来，全球各地自然灾害导致农产品大幅减产和大宗商品涨价，中东政局持续动荡，北非主要产油国利比亚部分石油生产中断，市场油价大幅飙升，油价收盘价不断创出新高。另外，地震海啸、美元汇率持续走低等因素，给本已疲软的世界经济雪上加霜。 2007年美国次贷危机席卷全球，给我国的进出口带来极大的影响，而当前房地产市场的极度火爆与过冷的出口形成鲜明对比，2010年下半年，中央银行密集动用加息（分别于2010年10月19日和2010年12月25日将一年期存贷款基准利率上调个百分点，为2008年为应对次贷危机连续5次降息后启动的首轮加息），调高商业银行等金融机构的存款准备金率，控制商业银行贷款额度等多项紧缩性的货币政策。利率调整也使得通货膨胀预期空前高涨，并进一步加大汇率上升的压力，对尚未完全恢复的对外贸易提出挑战。 然而近二十年来，各种外生冲击的频频发生并没有阻止我国宏观经济的高速发展，尽管产出的增长速度在1993年第3季度高达%，2009年第3季度只有%。经济波动会削减居民的福利水平，剧烈波动甚至会引发社会动荡，如何保持中国经济的高速平稳发展始终是宏观经济政策制定者追求的目标，运用货币政策干预经济波动是各国央行的普遍做法，货币政策与经济波动的内在联系几乎不言而喻。针对目前复杂多变的国际国内环境，近期我国货币政策的频繁出台亦表明了政府借助货币政策调控宏观经济的决心。但是，货币政策对宏观经济的调控效果如何？目前的紧缩货币政策会不会误伤经济增长带来不必要的经济波动是急需解决的问题。 研究意义 宏观经济学的研究从来都是经济学家的战场，在这里，无论是方法论研究还是经验实证研究都存在巨大且持续的分歧。一个经常被提及的分歧，是具备灵活价格的新古典模型（在新古典模型中货币政策对实际变量不重要）和粘性价格的新凯恩斯模型（该模型认为货币政策是实体经济动态演进的最主要原因）两者的比较。对于宏观经济政策制定者来说，究竟应该采用哪一方的建议，是件困难的事情。但两者也在以下三方面形成共识：1）为宏观经济政策提供实用的政策建议；2）认为短 1
华中科技大学博士学位论文 期内价格粘性是经济波动的内生根源；3）将微观经济学中普遍采用的优化方法运用到宏观建模中。 在20世纪的最后十年，宏观经济学朝着“新凯恩斯主义”的方向发展（也被称为“新新古典综合”）。新凯恩斯模型继承了新古典综合模型动态随机一般均衡的精髓，并且综合了凯恩斯主义和古典主义的优势。从方法论上来看，新凯恩斯模型包含了对“跨期优化”理论和Lucas所强调的“理性预期”的系统性应用。在新凯恩斯模型中，这些思想被很好地融合到了最优定价和最优产出的决策问题中，而这是凯恩斯模型的核心所在。此外，新凯恩斯模型还涉及到最优消费、投资以及要素供给的决策，这些属于新古典和RBC模型的核心。同时，它也包含了货币主义者关于货币政策理论与经验方法的观点。 此后，宏观经济学的研究建立在了一个全新的、具备微观基础的动态随机一般均衡（Dynamic Stochastic General Equillibrium, 以下简称为DSGE）模型之上，从适用于学术目的的小型灵活价格模型，到FRB（Federal Reserve Board）的包含理性预期的大型经济政策建模。新凯恩斯DSGE模型对货币政策的作用提出了一系列的重大建议。第一，货币政策会对实体经济活动产生重大的影响，这些影响是通过个体价格水平以及总体价格水平的调整传导至实体经济。第二，即便存在高的价格调整成本，但从长期来看，通货膨胀和实体经济间几乎没有此消彼长的替代关系（trade-off）。第三，消除通货膨胀带来的社会收益，源于递增的交易效率和相对价格扭曲的减少。第四，信任对于理解货币政策的效果有重大意义。纵观全球的中央银行，以上四点得到了各国中央银行的高度认同。 时间序列的简约化计量模型的主要缺陷是难以进行有说服力的政策分析，而建立在坚实的微观理论基础之上的结构化DSGE模型则能有效地解决这一难题。基于DSGE的政策分析假设结构深度参数不变，但在不同的政策机制下宏观经济政策参数是可变的，当政策参数改变时，即使深度结构参数不变，通过求解理性预期方程，得到变量动态演进的简约化方程，其系数矩阵所有元素的值都发生了改变，而在简约化的模型中，政策参数改变不会导致其他反应系数的改变。此外，DSGE模型能够尽可能多地引入经济中的各种名义摩擦和实际摩擦，包含更为丰富的要素信息。相比简约化方法，DSGE模型能有效地用于经济政策的仿真研究，因而成为目前研究宏观经济政策问题最为适用的分析框架。 更为重要的是，在过去的15年里，DSGE模型在模型设定和参数估计方面取得了重大的进展，发达国家和新兴市场经济体的中央银行都对DSGE模型在政策分析和预测方面的用途抱有极大的兴趣（Tovar, 2009）。这也是本文采用DSGE建模方法 2
华中科技大学博士学位论文 研究货币政策与中国经济波动问题的最初动机。 我国学者研究经济波动问题时更多地采用了宏观计量经济学方法，关于DSGE模型的研究尚处于起步阶段，早期的文献基于RBC理论框架排除了货币政策因素。而少数基于新凯恩斯框架的研究文献对货币因素在经济周期中的作用不够重视，而且模型设定相对简单，分析方法也较为单一，相关结论有待进一步深入。 鉴于当前复杂多变的国际国内形势，本文基于新凯恩斯DSGE模型对货币政策与中国经济波动问题的研究，一方面丰富了DSGE分析方法在国内的应用，另一方面更希冀从理论层面和实际操作层面为政策制定部门提供借鉴和思考。 国内外文献综述 动态随机一般均衡分析的发展 “一般均衡”的概念在经济学中历史悠久，最早隐晦地出现在18世纪法国重农主义者的文献中，如Adam Smiths 的《国富论》。但是当时“一般均衡”的概念并没有在经济学中显示出重要作用，直到Walras（1874）在《纯经济学的元素》一书中为现代的均衡理论奠定了基础。但是最初的“一般均衡”涉及到实体经济各个市场的同时均衡，并不包括货币市场。Patinkin通过引入实际货币余额概念，将商品市场与货币市场联系一起，对新古典经济学截然分开的货币理论与价值理论进行了融合。一般均衡的概念也随之扩大到货币市场的均衡。 动态分析一直都是实证研究的核心，但在Walras之后的许多年，一般均衡理论都局限在静态分析。不是学者们没有意识到动态分析的重要，而是缺少合适的方法论和工具来进行动态分析。直到20世纪50-60年代，递归方法在应用数学中的迅速发展、动态规划、Kalman滤波、最优控制理论等为动态分析提供了工具。在20世纪60年代，这些新方法主要为宏观经济学寻找微观基础。20世纪70年代，递归方法在理性预期革命中显示出蓬勃的生命力，由Muth（1961）和Lucas（1972）发起的理性预期革命极力强调经济主体预期与行为的一致性，理性预期与动态分析几乎是同一种意思。 Kydland and Prescott（1982）这篇重要的富有影响力的文献使得动态一般均衡的研究到达一个新的高度，他们在文中加入外生的随机冲击，首次构造了现代的动态随机一般均衡（DSGE）模型，尽管DSGE模型的研究并不是首次出现（如Lucas, Sargent, Sims等人也有与之相似的研究），他们的杰出贡献在于将前人的工作加工整理后，将整个学术界的目光引往了一个新的方向，即DSGE建模方法，两人也因此在2004年获得Nobel奖。 同时，Kydland and Prescott也开创了将校准方法用于模型结构参数估计的先河。 3
华中科技大学博士学位论文 校准方法的快速流行，是因为在20世纪80年代早期，研究人员无法对行为参数进行有效的估计，估计最大的困难在于寻找模型的似然函数。因为大多数DSGE模型没有解析解，一般需要借助模拟得到数值解。关键问题在于：如何从数值解得到模型的似然函数。如今，运用滤波方法能够很容易地解决这一问题，但在30年前，经济学家并不熟悉滤波理论，并且受到计算机运算能力的约束，只有少量的参数估计是可行的，而且即便是非常简单的运算，也成本高昂。此外，早期进行的DSGE模型参数估计并不能很好地与数据拟合，完全不值得浪费时间和精力（Sargent, 2005）。结果，在随后大约十年的时间里，针对DSGE模型参数估计的相关工作几乎完全停止。 数学工具和经济理论的发展再一次改变了这一状况。在20世纪90年代DSGE模型变得更加丰富。一个重要的扩展是纳入了名义刚性和实际刚性，即纳入了经济行为主体无法迅速地进行调整以适应经济环境的观念。因为这些模型具备传统凯恩斯理论的精髓，所以被称为“新凯恩斯”DSGE模型。这些名义的或实际的刚性使得新凯恩斯DSGE模型拥有解释数据动态特征的潜力。此外，新凯恩斯提出了“正规的估计”方法。 更为优越的统计和数值方法的及时出现使得“正规的”估计方法得以成为现实。第一，经济学家找到了更快更精确地近似DSGE模型动态均衡方程的方法。因为估计DSGE模型前，需要对每一种不同的参数组合求解上千次动态均衡，如何提高运算效率显得非常重要。第二，经济学家学会了如何运用Kalman滤波得到线性化DSGE模型的似然函数。或者，运用序贯蒙特卡洛（Sequential Monte Carlo, 简称为SMC）方法得到非线性方程、外生冲击非正态分布的DSGE模型的似然函数。第三，MCMC（Markov Chain Monte Carlo）算法使得计算DSGE模型的似然函数更为简便。 方法论与建模工具的进步使得基于DSGE模型的研究成果大量涌现，而且不仅局限于学术研究领域，科研机构也对DSGE模型抱有极大的兴趣。从机构立场来说，政策制定机构将DSGE模型用于政策分析和效果预测。亦有证据表明，DSGE模型在预测方面也有不错的表现（Edge, Kiley, and Laforte, 2008）。 DSGE模型的发展经历了两个阶段：RBC理论框架下的DSGE模型和新凯恩斯DSGE模型。 （1）RBC理论与DSGE模型 RBC理论的分析范式，首先需要构造一个动态随机一般均衡（DSGE）模型，DSGE模型可视为传统古典增长模型的随机化形式。RBC理论整合并修订了作为宏观经济学核心的“跨期替代”概念，因而是一种跨期优化理论，涉及到消费和劳动 4
华中科技大学博士学位论文 供给的跨期优化；投资和劳动需求的跨期替代。此外，虽然理性预期被引入宏观经济学用于分析实际变量和名义变量的联系，其意义在RBC研究框架中才得到系统地展现。原因有两点：第一，RBC理论构造的DSGE模型使得其它的经济政策可以通过效用最大或者成本最小化进行比较，而不是基于特定的目标函数（ad hoc objectives）。第二，RBC模型允许将政策和冲击的分析在动态随机的环境下进行，也被称为理性预期分析。 RBC理论分析的假设前提“完全竞争”与“灵活价格”，这些假设衍生出一个重∞要的概念，“竞争性均衡”，可以将其定义为一组关于价格的时间序列{p,w,r}（分tttt=0别表示商品价格、工资、利率），在该序列下，经济社会中的三大市场（商品市场、劳动力市场和资本市场）都恰好达到供求均衡。 供给冲击导致经济波动是RBC理论的代表性观点。Kydland and Prescott（1982）提出了DSGE模型的最初模式，也为研究宏观经济波动问题提供了一种全新的方法。一个典型的RBC模型提供了一组实际变量方面的冲击作为经济周期的根源，这些冲击通过作用于生产技术以及家庭的偏好传播到实体经济，形成经济周期。 RBC理论不得不面对的两个最大的问题是，如何测度生产率冲击，特别是Solow模型中的要素投入；货币政策中性导致的经济周期对货币因素的完全忽略。 （2）新凯恩斯DSGE模型 “价格灵活”调整直接导致了货币政策中性，使得RBC模型没有在宏观经济政策分析中得到广泛的应用，而货币政策分析恰恰是新凯恩斯理论的重要组成部分。 新凯恩斯DSGE模型的广泛流行与其在货币政策方面的成功应用相关。20世纪90年代，学术界重新掀起了研究货币政策的热潮。除了大量涌现的关于货币政策的文献，另一个现象是，一些具有领导地位的宏观经济学家提出了若干为大家所熟知的货币政策规则。如Taylor（1993）提出的简单利率规则。此外，Bernanke and Mishkin（1997）提出的通货膨胀盯住制也在外国央行的货币政策中得到广泛的应用（Clarida, Gali, and Gertler, 1999）。 对货币政策的重新关注有两方面原因：第一，在经济波动问题上，长期以来对对非货币因素近乎唯一的关注，20世纪80年代，一群经验分析的学者发现，货币政策在短期内对实体经济有重要影响。如Romer and Rome（r1988），Bernanke and Blinder（1992），Gali（1992），他们关注货币政策冲击的效应。Bernanke, Gertler, and Watson（1997）认为货币政策规则对实体经济有重要的影响。同时，货币政策的执行会对总量经济有重要作用已成为央行共识，货币政策不再是一个可以忽略的问题。 第二，关于政策分析的理论框架取得了重大进展。文献以起源于RBC分析的动 5
华中科技大学博士学位论文 态随机一般均衡方法为理论基础，但与RBC不同的地方在于，为了适合分析货币政策的需要，除了在模型中显示地引入名义变量，也需要加入一些名义粘性的要素。因此，新凯恩斯范式的三个关键要素被加入到RBC模型：货币、垄断竞争和名义粘性。新凯恩斯理论模型早期的研究见于Gordon（1982）和Taylor（1980），其非常重要的一个观点是：名义价格粘性是导致货币政策非中性的关键摩擦。 新凯恩斯模型由三个重要方程构成。第一个方程是被Kerr and King（1996）和McCallum and Nelson（1999）称为理性预期的IS曲线，对应着家庭的跨期优化欧拉方程。IS曲线联系着产出、消费、货币需求与实际利率。第二个方程，是一个前瞻性的Phillips曲线，刻画了垄断竞争市场中的厂商的最优定价行为。第三个方程是货币规则，大多数文献假定一个类似Taylor（1993）的利率规则，意味着中央银行会根据产出、尤其是通货膨胀的变动调整名义利率。新凯恩斯模型围绕这三个重要方程，主要用于刻画三个关键的宏观经济变量：产出、通货膨胀和名义利率。 可以看出，新凯恩斯模型始终将名义变量的表现放在一个重要的位置上，尤其是对货币政策的格外关注。但是对货币政策的强调并不影响新凯恩斯理论对实际供给冲击的认识，它认为生产率冲击有其特定的作用，例如，技术进步能够降低厂商的边际成本，进而传导至厂商的最优定价策略。因而，新凯恩斯模型也持有这样一种观点：技术冲击对关键宏观经济变量的动态演进发挥着重要的作用。 DSGE模型与经济波动问题 DSGE模型在宏观经济学中的应用大致分为两类：一是经济波动问题研究；二是以最小化经济波动为目标的最优经济政策。因为DSGE模型的发展经历了RBC理论DSGE模型和新凯恩斯DSGE模型两个阶段，最优经济政策是在新凯恩斯DSGE框架下对经济波动问题研究的进一步拓展。 （1）RBC理论DSGE模型与经济波动 RBC理论最早将DSGE模型应用于经济波动分析，主张“价格灵活”调整，因而名义变量不会影响实体经济，经济周期主要受到技术进步力量驱动。早期的研究如Kydland and Prescott（1982），Long and Plosser（1983），Prescott（1986）。他们倡导的DSGE分析框架，在少量的外生冲击下，就可以很好地拟合美国的经济波动，强调来自供给方面的冲击。 Nason and Cogley（1994）可以说是后期RBC理论的代表性文献。作者比较了四个货币经济周期模型对美国经济数据的拟合能力，对模型施加了两个长期中性的约束（约束一，产出和货币供给冲击相互独立；约束二，货币在长期和技术冲击相互独立），检验四个模型能在多大程度上复制美国经济的波动。结果表明，虽然不能 6
华中科技大学博士学位论文 很好地拟合实际变量的变动，但对名义变量的拟合尚在可接受的范围内。作者认为对经济周期波动的研究还需要在模型的传导机制方面投入更多的精力，尤其是实体经济和金融市场的联系需要进行深入研究。 因为货币中性立场，最初的RBC模型中没有包含货币因素，也无法解释货币、价格和名义收入之间的关系，延续RBC模型统治地位的一种途径就是尝试在RBC模型中加入货币部门。但是，King and Plosser（1984）在RBC框架中引入银行和货币后，发现货币依然只是经济周期的被动反映，并不改变货币中性的结论，Cooley and Hansen（1989）则认为货币政策的作用微乎其微。得出这些结论并不让人奇怪，RBC模型本身“灵活价格”的假设，使得价格在任何时候都能迅速调整以适应供求变化，货币政策不能干预实体经济，自然就失效了。否认或忽视货币的作用令RBC理论倍受争议，也是后继经济学家对该理论着重修证的地方。 尽管RBC理论无法分析货币政策对经济波动的贡献度，国内学者运用动态随机一般均衡（DSGE）方法研究经济波动问题的成果主要集中在RBC框架。龚刚（2004）详细地介绍了RBC模型的产生背景、理论体系以及模型求解及检验方法。此外也从RBC模型面临的问题指出未来的研究方向。 卜永祥和靳炎（2002）是最早运用实际经济周期理论解释中国经济波动的文献，作者在一个相对简单的RBC模型中，假设劳动力外生给定，并且在模型中引入随机的技术冲击和货币当局的货币政策冲击，通过计算Kydland-Prescott方差比率（Kydland-Prescott方差比率是模型计算的变量标准差与实际数据经H-P滤波后的标准差之比），认为技术冲击可以解释中国经济波动的76%。 按照Prescott（1986）的方差估算法进行相同处理的，如陈昆亭等（2004a）模拟发现基本的RBC模型较好的模拟了实际中国经济中多数宏观变量的波动特征，可解释中国经济波动的80%以上。唯一的不足在于模型预测的劳动变量与实际经济中以实际就业人数所表示的劳动有较大偏差。陈昆亭等（2004b）在基本的RBC模型加入太阳黑子冲击，太阳黑子冲击对波动的贡献有限，实际冲击解释波动的主要部分，且供给冲击比需求冲击显得更重要。陈昆亭和龚六堂（2004）将人力资本引入RBC模型，认为引入人力资本后的内生资本利用率能更好地解释中国经济增长和波动的形成。 李浩和钟昌标（2008）基于开放的RBC模型，通过计算消费的Kydland- Prescott方差比率等于%，表明模型解释了产出波动的%。但作者为了分析简单，定义国内居民仅仅消费本国生产的产品，将贸易顺差定义为产出减去消费、投资和政府支出以外的量，与国外通用的开放经济分析框架一般做法并不相符。 7
华中科技大学博士学位论文 李浩等（2007）基于一个简单的RBC模型，通过比较外生冲击的解释力，发现开放经济模型比封闭模型的解释力更强，引入政府购买后的开放经济模型的解释能力最好。同样，我们认为简单地引入贸易顺差变量并不能视为开放经济模型。 此外，黄赜琳（2005，2006）也通过计算Kydland-Prescott方差比率考察了外生冲击对经济波动的解释能力。黄赜琳（2005）构建了包含政府部门的RBC模型，分析技术冲击与财政政策冲击对宏观经济的波动效应。研究认为，技术冲击和政府支出冲击可以解释70%以上的中国经济波动特征，中国经济波动是技术因素、供给因素和需求因素综合影响的共同产物。黄赜琳（2006）通过构建了包含可分劳动的RBC模型，考察了改革开放以后的中国经济波动，从供给角度分析技术冲击对中国的经济波动进行了检验，发现在固定劳动和可分劳动RBC 模型中，技术冲击可以解释中国经济波动的主要部分。作者主要从供给角度考察了技术冲击对中国经济波动的影响，研究的重点在经济波动的供给冲击动因。 李春吉（2004）分析了我国的货币经济周期问题，认为货币的波动在很大程度上是由消费的波动引起，投资的波动并不显著影响实际货币余额的波动。通货膨胀的波动确实是由过多实际货币余额的波动引起的。但是作者在一般均衡模型中加入通货膨胀方程并没有给出理由，并且将结构化的DSGE模型变换成为简约化的计量方程，针对单个方程估计参数，进而得出上述结论的做法并不可取。 吴利学（2009）分析了宏观经济波动对能源效率的影响，并通过模拟分析不同政策工具的效果和福利。但是，作者去掉了货币、价格粘性等重要的新凯恩斯要素，影响了作者结论的适用性。 但也有部分学者认为不适合在RBC框架下分析中国的经济波动问题。李建阳和朱启贵（2005）认为中国至少在三个方面不适合RBC理论，第一，RBC理论以完全竞争条件下的市场出清为前提假设，中国经济尚处于转型期，市场经济机制并不十分成熟。第二，RBC认为西方国家的市场经济更多依靠技术进步，而中国过去20多年的增长依靠的是高储蓄高投资。第三，中国的经济周期带有一定的政治色彩。 胡永刚和刘方（2007）则认为标准RBC模型并不适用于中国。主要原因有两点：第一、中国存在的隐性失业使得中国就业人数的变动基本与产量增减无关，是弱顺周期甚至非周期变量，通过劳动跨期替代来传导外生冲击受到较大限制。第二、在中国，经济人面临的流动性约束远远大于发达国家。忽略这些事实，将标准的RBC模型简单应用于中国很难解释中国经济波动事实。作者认为包含可变资本利用率、劳动调整成本、流动性约束的RBC模型与中国的数据能有效地拟合。 国内文献普遍的作法是对参数进行校准，通过模拟变量的二阶矩与实际数据进 8
华中科技大学博士学位论文 行比较证明外生冲击对经济波动的解释程度，对脉冲响应分析也比较少见。与国外研究DSGE模型时普遍采用的贝叶斯估计方法，脉冲响应分析，方差分解历史分解，反事实仿真分析等做法有一定的差距，这也是本篇论文将要着重改进的地方。贝叶斯法估计参数的另一优势在于，通过机会比率（odd ratio）选择一个与数据拟合最佳的模型，能够在一定程度上消除模型不确定性引致的研究结论稳健性问题。 此外，由于RBC理论的前提是价格灵活且完全竞争，货币政策在短期和长期均为中性，上述研究文献中无论是基于标准的RBC模型，还是扩展的RBC模型，研究重点都在DSGE模型的总供给和总需求模块，认为供给冲击或需求冲击是中国经济波动的根源。即便在RBC模型中加入货币因素，也因为货币中性的原因无法对货币政策给经济波动带来的重要影响给予客观的评价（如卜永祥和靳炎，2002）。 也可以发现，国内学者文章中常常出现的“模型对经济波动的解释力”含义比较模糊，部分甚至带有一定的主观色彩。较好的参数估计结果或者二阶矩模拟较为匹配，都会得到“模型有强的解释力”的结论，对此本文作者无法苟同。 （2）新凯恩斯DSGE模型与经济波动 从Goodfriend and King（1997），Rotemberg and Woodford（1995），Clarida, Gali, and Gertler（1999）以及Woodford（2003）等一系列的文献可以看出，一个具备粘性价格和粘性工资的小型货币经济周期模型逐渐流行于货币政策的分析研究，被称为新凯恩斯模型或新新古典综合模型。与RBC框架下的DSGE模型不同之处在于引入了货币政策扰动，政策扰动短期内对产出有重要影响。结论显示，除了RBC理论所强调的来自供给方面的冲击，一系列的需求冲击也对经济波动有较强的解释力。 RBC理论最多的批评是缺少货币因素。Christiano（1991），Christiano and Eichenbaum（1992a, 1992b）借助Lucas（1990）和Fuerst（1992）的模型框架证实了货币在经济周期中的重要性。而货币政策引起实体经济波动因为存在价格粘性，引入价格粘性有两种途径：一是Calvo（1983）的方法，假设中间产品生产商在得到价格调整“信号”时才能最优地决定新的价格水平。二是Rotemberg（1982）的方法，假设厂商在每期的最优价格调整中存在调整成本。 Ireland（1997, 2001, 2003, 2004）的一系列文章在新凯恩斯框架下研究了技术进步、货币政策与经济波动的关系。Ireland（2003）的研究表明，价格的名义粘性相比内生的货币供应，更有助于解释二战后美国的名义变量与实际变量的联系。Ireland（2004）认为除了RBC理论强调的技术冲击，新凯恩斯模型中包含的需求偏好冲击、成本推动冲击、货币政策冲击都能解释一定的经济波动，这些冲击甚至比技术冲击更重要。这一结论也进一步减弱了新凯恩斯模型与RBC模型的联系，尽管新凯恩斯 9
华中科技大学博士学位论文 模型是从RBC模型发展起来的。 Christiano, Eichenbaum and Evans（简称CEE, 2005）和Smets and Wouters（2003）是新凯恩斯DSGE模型的代表性文献。CEE（2005）同时考虑了价格粘性和工资粘性、消费习惯形成、投资调整成本、可变的资本利用率、可借款支付工资等许多标准新凯恩斯模型以外的新元素。作者构造这样的模型主要是探讨货币政策冲击能否解释通货膨胀惯性和产出的持续性，最终得到肯定的答案。Smets and Wouters（2003）构建了一个价格、工资双粘性的DSGE模型用于分析欧洲的经济波动。模型包含了10种外生冲击，基本概括了现代DSGE模型中各种可能的冲击扰动，这10种冲击分别是：生产率冲击、劳动供给冲击、投资冲击、消费偏好冲击、成本推动冲击和货币政策冲击等。Smets and Wouters（2007）在CEE（2005）和Smets and Wouters（2003）的基础上，以劳动增强的技术进步作为其扩展，讨论经济周期的波动源及技术进步对劳动时间的影响。模型包含了7种结构冲击以及多种实际摩擦和名义摩擦，并比较了这些摩擦的相对重要性。实证结果表明，模型在样本外的预测能力可以和贝叶斯-VAR模型媲美。 最近几年，国内学者也逐渐意识到RBC模型框架的局限性，开始构建分析我国货币经济周期的新凯恩斯DSGE模型。陈昆亭和龚六堂（2006）通过引入粘性价格和内生货币机制，构建了包含Taylor货币政策规则的经济周期模型，模拟出了比基本RBC模型更接近中国经济的周期特征。该模型初具新凯恩斯理论框架的雏形，包含了新凯恩斯理论“垄断竞争”和“价格粘性”两大核心要素。 李春吉和孟晓宏（2006）的分析发现消费偏好冲击、投资效率冲击、技术冲击、货币供给增长冲击和政府支出冲击都对经济波动产生显著的影响，但技术冲击不如在RBC模型中对产出波动的影响大。 许伟和陈斌开（2009）构造了一个包含银行部门的DSGE模型，用以分析银行信贷对经济波动的潜在影响。通过脉冲响应分析和方差分解，发现产出的波动主要受技术冲击影响，而通货膨胀的大部分波动可由货币政策冲击解释。但是，作者为了引入银行信贷这一新变量，直接在生产函数中加入信贷，其“信贷和资本不是完全替代的”的理由并不令人信服。 王君斌（2010）首先运用三变量SVAR得到一些经验结论，再利用DSGE模型校准参数并进行模拟，发现该模型正好支持了先前得到的经验结论，进而说明DSGE模型能够较好地刻画中国经济的动态特征。但是，对于文中外生假定的货币增长率规则需要进一步斟酌，有证据表明中国的货币政策并不是纯外生决定的。 王君斌和王文甫（2010）在新凯恩斯DSGE分析框架中研究了技术冲击与中国 10
华中科技大学博士学位论文 的就业问题。首先利用SVAR得出与中国劳动就业相关的典型事实特征，即技术冲击引起劳动就业的下降，这一现象恰恰是RBC理论无法解释的，而具有价格粘性和投资调整成本的新凯恩斯模型正好可以解释这一现象。 陈彦斌等（2009）基于灾难风险这一独特的视角，对中国城镇居民的财产分布情况进行了分析，发现引入灾难风险后，模型对中国家庭消费——储蓄行为刻画地更为准确，说明灾难风险确实会影响居民的行为模式，将灾难风险纳入到模型的构建过程中能够增强模型的解释力。 上述新凯恩斯框架下的模型设定相对而言比较简单，Schmitt-Grohe称之为小型模型（small scale model）。我们认为，模型构建时可以适当增加消费习惯、投资调整成本、工资粘性、可变的资本利用率等等可能引起宏观经济波动的名义摩擦和实际摩擦。技术方面，可以通过极大似然或贝叶斯法估计模型的结构参数。此外，我们发现，大多数国内学者是从供给和需求角度理解中国的经济周期，只有较少的文献分析了货币政策与中国经济波动的联系，即便如此，现有的分析货币政策与经济波动的文献要么直接效仿国外文献将我国的货币政策假设为Taylor利率规则，要么直接将货币政策视为简单的外生增长率规则，与中国目前的货币政策实践并不完全符合。此外，国内文献中尤其缺少关于货币政策冲击向实体经济传导机制的研究。 （3）新凯恩斯DSGE模型的若干扩展 1）金融市场 标准新凯恩斯DSGE模型没有包含金融市场，或者假设金融市场是完全竞争的，对金融机构和金融市场的设计相对简单，进而无法详细描述不同金融机构的决策行为，自然缺少对货币政策在金融市场的传导问题的研究。随着金融创新与金融工具的迅猛发展，金融市场对实体经济的巨大影响力毋庸置疑。经济稳定不仅是指实体经济的稳定，也扩大到金融稳定的范围，金融市场也被纳入动态一般均衡分析。金融市场的不完全竞争也是目前DSGE模型的研究方向之一，金融市场摩擦有助于更好地理解货币政策缓解金融危机的恰当作用。 早在1933年，Fisher在解释美国经济大萧条时就提出了债务-紧缩理论（debt-deflation theory），为研究信用市场摩擦对经济波动的影响提供了理论基础。Bernanke and Gertler（1989）在其开创性研究中指出，信用摩擦将导致企业的外部融资升水（高的资金成本），高的外部融资升水通过影响投资进而影响到社会产出水平。由于信用摩擦对外生冲击有加速放大作用，Bernanke, Gertler and Gilchrist（1999）称这种作用机制为“金融加速器”效应（后文将三位作者简称为BGG），并在随后的研究中把这种机制引入到了DSGE模型中，从而为研究信用摩擦等金融因素对经济波 11
华中科技大学博士学位论文 动的影响奠定了基础。“金融加速器”模型将企业的资产负债情况与外部融资升水联系，外生冲击来临导致企业资产负债表随之变化（不利的冲击使资产负债表恶化，有利的冲击使资产负债表进一步优化，因而有了放大冲击的效果），进一步传导至企业的融资成本，影响企业的投资决策，最终反映到社会产出。Christiano, Motto, and Rostagno（2008，2009），De Graeve（2008），Christensen and Dib（2008）等认为无摩擦的金融市场无法解释金融状况对实体经济的反馈效应，模型中加入BGG倡导的金融加速器机制能够提高模型对数据的拟合，但是上述文献没有估计不可观察的外部融资升水。De Graeve（2008）没有使用金融数据、模型中也没有涉及金融部门的冲击。Christiano, Motto, Rostagno（2009）虽然在金融部门引入了许多结构冲击，但是忽略了描述金融加速器作用强度参数的估计。Gilchrist, Ortiz, Zakrajsek（2009）以信贷利差的数据识别金融加速器的相关参数，认为金融加速器有助于解释美国1973—2009年的经济周期：外部融资升水极大地减少了投资和产出。 BGG的“金融加速器”机制通常也被称为资产负债表渠道，它主要从企业的总供给方面分析，强调银行部门和金融摩擦的重要作用。与“金融加速器”效应不同，另一类基于股票价值的分析更强调金融市场波动通过总需求渠道向实体经济的传导。 Nistico（2005）是较早在新凯恩斯模型加入股票市场用以研究货币政策与价格稳定性的文献，作者假设在每一期家庭以一个固定的概率退出股票市场，相应会有一批零股票财富的家庭进入该市场。Airaudo, Nistico, and Zanna（2007）在Nistico（2005）的基础上加入经济主体的学习过程，研究均衡存在的唯一性。Milani（2008）也在Nistico（2005）的基础上展开分析，发现股票市场对经济周期的影响可以忽略不计，但是预期的作用很显著。然而，Castelnuovo and Nistico（2009）认为股票的财富效应对实际产出有很大的促进作用，他们认为Milani（2008）用产出和股指的HP滤波代替产出缺口和股价缺口并不妥当，可能会影响结论的准确性。 Challe and Giannitsarou（2007）先以VAR模型得出经验性的结论，然后通过求解家庭的最优决策问题为股票资产定价，假设金融资产不会影响家庭的消费，最后采用一组校准的参数重现了股票价格对货币冲击的响应。 Bachmeier（2007）从石油价格和货币政策对股票收益的影响着手，发现1986年以前石油价格对股票收益有负的影响，石油冲击能够解释大约28%以上的股价波动，作者认为货币政策在石油价格冲击对实体经济影响的传导过程中没有发挥作用，即便联邦利率不对石油价格做出调整，石油价格冲击仍然会显著地影响到实体经济。 国内学者关于金融因素对货币政策传导机制和经济波动的影响较多地使用简约 12
华中科技大学博士学位论文 化方法。例如，蒋瑛琨等（2005）基于VAR模型研究信贷渠道在我国货币政策传导机制中作用，赵振全等（2007）运用门限向量自回归（TVAR）模型研究中国信贷市场与宏观经济波动的非线性关联性，发现经济中存在显著的金融加速器效应，江群、曾令华（2008）基于VAR模型描述了货币政策通过信贷供给渠道影响实际经济活动的作用机制与途径。但这些简约化的宏观计量模型，缺少微观基础，在应用于经济政策分析存在卢卡斯批判的问题，也无法准确地给出债务紧缩效应和金融加速器效应在中国经济波动中的作用机理。 采用具有微观基础的DSGE模型研究金融因素与经济波动问题，如，崔光灿（2006）采用简化的Bernanke, et al.（1999）模型，分析了在货币政策冲击和技术冲击的“金融加速器”效应。杜清源和龚六堂（2005）借鉴了Bernanke, et al.（1999）的金融加速器原理，通过构建一般均衡模型分析了金融信贷市场中存在的信息不对称在经济波动中的作用，但其基本上是真实商业周期（RBC）模型框架，忽略掉了价格粘性等名义摩擦，并且假设实际债务合同，不能分析经济波动中“债务-紧缩”效应，更为关键的是RBC框架无法用于分析货币政策的传导机制。 刘斌（2008）基于开放经济下的DSGE模型，考虑了银行金融中介在经济波动中的“金融加速器”作用。作者运用Bayes方法参数估计，并通过脉冲响应分析了政府支出冲击的动态效应，发现政府支出的增加会带动总需求及总产出的上升，但利率上升的压力对私人消费和投资有挤出效应。 李成等（2009）构建了一个包含金融加速器的多部门模型，量化了开放经济条件下，通货膨胀预期冲击对宏观经济的影响。通过与不存在通货膨胀预期冲击的DSGE模型的比较，深入考察了通货膨胀预期偏差冲击的作用与特性。技术层面上，作者运用贝叶斯法估计模型参数、脉冲分析、方差分解进行分析。但是我们无法理解通货膨胀预期变量为何可以出现在模型的解中，因为理性预期方程求解以后，就不再含有期望符号。此外，文章作者构造的开放经济模型并不是实际意义上的开放经济。 2）石油经济 二战后美国经济的衰退使得学术界掀起了一轮对实际面的供给冲击与货币面的政策冲击相对重要性的讨论，这一轮的供给冲击不再是RBC理论所强调的生产率冲击，而是以石油为代表的能源价格的急剧上升带来的冲击。石油价格的上涨与剧烈波动恰巧伴随着美国经济的衰退，到底是上涨的石油价格还是紧缩的货币政策引致了这次衰退？又或者紧缩的货币政策或许只是对石油价格反应的间接原因，直接原因还是石油价格波动？因为石油价格上升可能引发成本推动的通货膨胀，货币当局 13
华中科技大学博士学位论文 为了实现稳定价格水平的目标，自然会收缩货币政策。鉴于此，大量的文献致力于将能源价格包含进宏观经济建模，但是许多采用单一模型，或时间序列分析。为了深入研究能源价格的影响，需要一个更加结构化的方法，尤其是内生地建立能源模块（Jacquinot, 2009）。 Kim and Lougani（1992）在一个RBC模型中的实证研究表明，索洛余项并不是度量技术进步的有效方法，能源冲击对理解经济周期很重要。一个相关的问题是，能源传导渠道在宏观经济模型中被忽略，可能能源需要被引入到生产函数中。第一个策略将传统的“资本—劳动”型生产函数发展为“资本—劳动—能源”型生产函数。Rotemberg and Woodford（1996）强调不完全竞争对理解石油冲击影响美国经济很重要。Finn（1995, 2000）的研究也得到类似的结论：资本利用率的调整成本与完全竞争市场提供了一条除了生产函数渠道外，能源价格影响索洛余项的另一途径。Backus and Crucini（2000）考虑了一个三国经济周期模型，包含两个系统的工业化国家，一个石油生产国，石油要素用类似Kim and Lougani（1992）的生产函数引入，而且石油价格内生决定，石油冲击来自OPEC石油供给的波动。Backus and Crucini 旨在揭示石油价格对理解过去20年贸易条件变动的重要性。上述文献主要贡献在于如何在DSGE模型中合理地引入石油要素及石油冲击。 Blanchard and Gali（2007）发现石油价格冲击对产出和通货膨胀的影响不同于上世纪70年代，认为货币政策的可信度增强、以及货币政策操作水平的提高是主要原因。Duval and Vogel（2008）研究了含有石油要素的小型开放经济，结果显示产出和通胀对于石油价格冲击均有不同程度的反应，石油价格持续性的上涨推升通货膨胀。以上提到的文献均无一例外地假设了石油价格是外生的，而Backusa and Crucinic（2000），Hunt（2005），Jacquinot et al.（2009）和Nakov and Pescatori（2010）在结构化的DSGE模型中加入了石油模块，自然而然，石油价格内生决定，可用于研究细分的不同石油冲击的作用，内生决定的石油价格使得石油价格冲击的经济波动研究更加深入细致。 3）开放经济 近年来，各国中央银行和国际研究机构努力构建大型的DSGE政策模型，这些模型具有良好的微观基础，包含垄断竞争和名义刚性，也称为新开放经济宏观经济学（New Open Economy Marcoeconomics, NOEM）。NOEM是将DSGE模型扩展到开放经济领域的成果，它有别于静态M-F（Mundell- Fleming）模型以及随后出现的M-F-D（Mundell- Fleming- Dornbusch）模型。Obstfeld and Rogoff（1995）首次将动态跨期优化方法运用到M-F（Mundell- Fleming）模型，同时引入名义粘性和不完全 14
华中科技大学博士学位论文 竞争，在DSGE框架下分析政策的有效性。Walque et al.（2005）构建了一个包含价格粘性和工资粘性、以美国和欧洲经济为分析对象的两国中型开放经济模型，并引入石油价格和汇率变量，分别研究了国内冲击和开放经济冲击对经济波动贡献度，认为溢出效应取决于替代弹性。 在开放经济DSGE模型中包含能源要素可以更好地理解石油冲击和货币政策的联系，特别是用来检验过去的经济衰退是否与石油价格冲击有关。Leduc and Still（2004）的研究显示，显示地包含进能源模块对理解石油价格冲击、全要素生产率冲击和货币政策冲击非常有必要。Bodenstein et al.（2011），Glekdag et al.（2007），Jacquinot et al.（2006），这些模型同时包含了石油进口国与石油出口国，石油要素进入国内中间产品和最终产品的生产函数。较为代表性的文献，如Elekdag et al（.2007）的多国开放经济模型被称为GEM（Global Economy Model），Jacquinot et al.（2006）的两国模型被称为SPAM，他们分别在最初的GEM和SPAM框架中特别构建了能源模块。Hunt（2006）构造了一个GEM来分析美国近期石油价格上涨对宏观经济的影响，以及与70年代油价上涨的效应的区别。Bebee and Hunt（2007）则以欧洲地区为研究对象，作者认为自2003起高涨的能源价格对宏观经济的意义依赖能源市场非均衡的来源。具体来讲，如果新兴亚洲国家的贸易生产部门的劳动供给或生产力上涨，那么能源价格上涨的负作用被有利的贸易条件部分抵消，伴随着长期的GDP增长。 开放经济的DSGE模型常常用于研究国际货币政策协调问题，Clarida, Gali and Gertler（2002）认为处于开放经济中的单个中央银行不仅需要对国内的通货膨胀内生响应，也要对国外的通货膨胀响应。同时，灵活的汇率制度优于固定汇率制度。 也有文献以新兴经济体为研究对象。Garcia-Cicco, Pancrazi and Uribe（2009）利用一个小型的开放RBC模型研究新兴市场经济波动问题，但是结果显示标准RBC模型的表现很差。加入国家风险升水和金融摩擦后的扩展模型则很好地拟合了数据，作者发现非平稳的生产率冲击对新兴市场经济波动的影响有限。 国内学者对开放经济DSGE模型的研究成果并不多。杨治国和宋小宁（2009）也讨论了开放经济的均衡汇率的内生决定问题，但是其长短期分析方法并不属于标准的DSGE分析。刘尧成和徐晓萍（2010a, 2010b, 2010c）构建一个较为完整的开放经济DSGE模型，研究了中国经济的外部失衡和汇率波动问题。上述文献主要采用参数校准、脉冲响应等基础性分析，有关开放经济条件下的基于DSGE模型的中国经济波动问题还需要进一步的研究。 4）财政政策 15
华中科技大学博士学位论文 在单纯研究货币政策与经济波动问题时，文献一般的做法是假设财政政策中性的。相对DSGE模型在货币政策研究的广泛性，以财政政策为对象的成果相对要少。但也有学者将DSGE模型专门用于研究财政政策宏观经济效应，如Linnemann and Schabert（2003）在垄断竞争和价格粘性假设下，研究财政支出冲击的宏观经济效应；Gali et al.（2004）通过引入非李嘉图家庭，将家庭分成理性的李嘉图家庭和非李嘉图家庭，非李嘉图家庭的消费只受其工资报酬的约束。结果表明政府支出增加将会挤入消费，与经验分析一致。但是，Coenen and Straub（2005）则发现，非李嘉图家庭所占比重过小加上政府支出冲击的高持久性，政府支出增加无法增加家庭消费。以不同税收种类以研究对像，Forni et al.（2009）在新凯恩假设下研究多种税收政策冲击对产出以及私人部门的影响，得到更贴近现实且不同于RBC理论的结论，使作者倾向于支持新凯恩斯理论。上述文献均在DSGE的框架下研究相关的财政政策问题。 当前，将货币政策与财政政策结合成为一种趋势，但研究的问题仍然有所侧重，货币政策与财政政策的协调问题值得深入探讨。 DSGE模型的最优货币政策研究 DSGE模型的最优政策研究，是对经济波动问题的进一步发展，它涉及到另一个基础的问题：经济波动与社会福利，因为最优货币政策的评价建立在福利最大化基础上。 （1）经济波动与社会福利 Lucas（1987）的开创性文章引发了国内外学者对经济波动的福利成本的极大兴趣，在这篇文章里，Lucas主要比较了经济波动和经济增速下降究竟有多大的福利损失，其定义的福利损失基于补偿性变换的思想，即以能够消除经济波动的消费增长率来衡量福利损失。换句话说，存在经济波动的情况下，需要增加多少消费才能达到无经济波动时的福利水平，这个消费增幅便是经济波动带来的福利损失。作者的主要假设有：无限生命周期的代表性家庭，一个相对风险规避效用函数（CRRA），即期效用函数仅仅是消费的增函数，消费为一个固定增长率的随机变量。经济波动或增长放缓将会通过消费的波动和消费的跨期替代弹性，以及家庭的风险偏好（相对风险规避系数）来影响社会福利水平。Lucas（1987）认为，经济波动带来的社会福利很小，相反，经济增长降低引起的社会福利很大的下降，因此政府的主要任务是保证一个较高的经济增长率，经济波动的问题并不重要。 这一结果很快受到学者们的质疑，对Lucas研究的改进工作主要包括：对消费流的重新刻画，用递归的效用函数代替CRRA形式的效用函数（Tallarini, 2000; 16
华中科技大学博士学位论文 Epaulard and Pommeret, 2003），以及针对相对风险规避系数的敏感性分析，如，Obsfeld（1994）在考虑股权溢价后，把相对风险规避系数提高到20（Lucas将相对风险规避系数取2，一般取值在1-4之间），计算出来的经济波动福利成本仍然相当小。 国内学者借鉴了Lucas（1987）的思想，基于消费平滑视角研究经济波动带来的福利成本问题，研究结论显示经济波动的福利成本不可忽视。 陈彦斌（2005）在Lucas分析框架下，使用CRRA效用函数来比较经济增长率降低与经济波动的福利成本，认为对政府而言，减小经济波动与保持经济增长同样重要。陈彦斌和周业安（2006）在Lucas理论模型中引入消费习惯，发现我国经济波动的福利成本大约是美国的22倍。陈彦斌（2007）考察了家庭的异质性信念如何影响经济波动的福利损失。研究发现，异质性信念通过减小家庭的风险厌恶系数以及改变中央计划者对经济波动的概率分布，能够减小经济波动的福利损失。 张耿和胡海鸥（2007）认为除了消费波动会影响到社会福利，依据前景理论（Prospect Theory）也应将收入波动纳入福利损失的考虑。结论显示，考虑了收入波动后得到的福利成本提高了1-2个数量级，表明稳定经济运行会带来可观的福利提升。 陈太明（2007）的研究强调了中国居民消费的结构性变化，分析表明，1990年以前经济波动的福利成本远远大于1990年以后的福利成本。陈太明（2008）利用中国国家级和省一级的居民消费数据计算得到的中国经济周期福利成本有显著的区别，后者大于前者，意味着中国经济周期的福利成本存在显著的城乡间差异性、地区间差异性、地区内城乡间差异性和阶段差异性。因此，政府在熨平经济波动的时候，也应加强对地区间波动差异性的监控。 饶晓辉和廖进球（2008）区分了改革前后中国经济波动与经济增长的福利成本，认为改革前的经济波动不是很重要。同时实证结果表明，中国经济额外增长1%的福利收益要小于消除经济波动的福利成本，表明适度熨平经济波动对中国有着重要意义。 张超（2010）与国内基于消费的研究视角不同，作者从增长的角度研究经济波动对我国经济的长期增长产生的影响，进而计算经济波动带来的福利损失。结果表明，我国的经济波动具有较大的福利损失，意味着对经济波动进行相机调控是非常必要的。 上述Lucas的分析模式实质是对产出（消费）波动的福利成本研究，由于对家庭偏好和消费过程假定的把握不同等等原因，不同研究估计的福利成本也存在较大差异。但是值得肯定的是，国内的研究结果均显示，我国经济波动引起的福利损失 17
华中科技大学博士学位论文 值得政策决策者尽力保持经济的平衡运行。 经济波动不仅包括产出波动，与产出波动紧密相关的通货膨胀波动也是政策部门的重点监控对像。那么，通货膨胀波动是否也会带来社会福利的损失呢？答案是肯定的。 陈斌和马莉莉（2007）详细地总结了计算通货膨胀的福利成本的方法，认为目前关于通货膨胀福利成本的研究方法分为大致有以下九种：消费者剩余方法、内含货币效用模型、购物时间模型、现金优先模型、货币搜寻模型、不完全市场模型、家庭异质性模型以及新古典一般均衡模型。并选择了其中三种方法计算中国的通货膨胀福利损失。实证发现，使用消费者剩余方法和MIU模型计算中国通胀的福利成本时，通货膨胀对中国经济影响很大，特别是当通胀率较高时会带来较大的福利损失。 陈昆亭和郑文风（2007）用两种方法计算了中国通货膨胀的福利成本。第一，用Bailey（1956）消费者剩余估计我国通货膨胀福利成本。第二，以Sidrauski（1967）模型计算Lucas（2000）补偿收入思想下的通货膨胀福利成本。 龚六堂等（2008）在Lucas（2000）框架下探讨通货膨胀上升对社会福利的影响，发现当通货膨胀处于较低的水平时，通货膨胀的增加对社会福利的损失是很小。 赵留彦（2008）在一般均衡框架内讨论最优通货膨胀率的问题，发现依据交易成本方法设定的通货膨胀率尽管并没有明显提高政府的通货膨胀税收益，却大幅降低了社会福利损失。 通货膨胀波动作为货币因素在社会福利层面上的直接体现，反映了学术界对货币政策作用的重新重视，通货膨胀波动的福利损失进一步演变为学术界对最优货币政策的讨论。 （2）经济波动与最优货币政策 经济波动影响社会福利水平，货币政策对宏观经济的稳定效果有增进社会福利的作用，于是，DSGE模型在经济波动问题的应用逐渐向最优政策问题过渡。对货币当局而言，最优政策评价的有两大用途：第一，针对未来政策的预期管理，通过对未来政策方针的预期管理，央行的收益主要体现在短期里产出和通货膨胀的替代上。第二，存在对经济潜在均衡水平追踪的需要。对经济潜在均衡水平的追踪，揭示了央行根据经济潜在均衡的变化来制定政策。 在一定的约束条件下，以最小化经济波动或最大化社会福利的货币政策称为最优货币政策。按照货币政策目标函数的发展，可将最优货币政策的研究大致划分为三个阶段：最小化特定的央行损失函数、最小化具有微观基础的央行损失函数、最 18
华中科技大学博士学位论文 小化Ramsey福利损失。 1）特定的央行损失函数 在IS-Phillips曲线的约束下，能够最小化中央银行特定的损失函数（ad hoc loss function）的政策即为最优，这一阶段的最优政策与社会福利没有直接的联系，但是央行的损失函数同时包含了对产出波动和通货膨胀波动的权衡取舍，可以说是对Lucas框架下的福利成本和通货膨胀引致的福利损失的有效综合。 为了评价不同的货币政策，需要确立一个目标规范。通过选择一条政策工具的路径，在IS-Phillips曲线约束下最大化央行的目标函数。这与传统的Tinbergen（1952）以及Theil（1961）政策目标及政策工具问题一脉相承。依照大多数文献的方法，通常假设央行的目标为最小化产出缺口波动与通货膨胀对其目标值偏离的加权平方∞1⎧⎫i22和，形如max−Eβ[αxπ]，中央银行通过目标函数将目标变量转换为福⎨⎬∑tt+it+i2⎩i=0⎭利测度来指导货币政策。除了一些较特殊的情况，大多数文献采用了上述这种简单也算实用的方法。如，Clarida, Gali, and Gertler（1999）便是IS-Phillips框架下，通过最小化央行的损失函数，得到最优的货币政策。 但是，上述目标函数中，中央银行对产出和通货膨胀权重的分配并不明确。西方国家的中央银行通常认为货币政策的首要目标是稳定价格，因为通货膨胀波动会引起社会福利的极大损失（Schmitt-Grohe, 2004）。在美国，政策制定者们认为货币政策的终极目标应当稳定价格。但是他们对价格稳定有一个宽松的界定，是指通货膨胀不再是公众担心的问题。在实际操作中，介于0和3%之间的通货膨胀都被认为达到了稳定价格的要求（Bernanke and Mishkin, 1997）。 国内有许多文献采用简约化IS-Phillips框架研究最优货币政策问题，以分别代表总需求和总供给的IS-Phillips为约束，结合央行设定的损失函数，通常是产出波动和通货膨胀波动的加权（也有作者加入名义利率的波动），央行通过选择政策参数来最小化损失函数，便得到最优的货币政策规则。 谢平和刘斌（2004）分别从货币政策最优性，时间一致性，稳定性偏差和可信性等方面对货币政策的新近发展进行了详尽的梳理和描述。但作者认为通过选择使得央行损失函数最小的权重，便达到了使社会福利最优水平的说法并不准确，下文将提到的具有微观基础的央行目标函数证明了权重是模型结构参数的函数，并不受央行主观决定。 刘斌（2003）采用GMM法，以中国的季度数据估计兼顾了前瞻性和后顾性的混合IS-Phillips曲线。讨论了三种货币政策，分别是：完全承诺的最优货币政策规则， 19
华中科技大学博士学位论文 最优的Taylor规则，相机抉择。假设银行的损失函数由产出、通货膨胀、利率三部分构成。以完全承诺的最优货币政策规则为基准，计算其它两种政策规则的福利损失程度。但是，作者都以完全承诺规则对应的福利水平为参照，暗示着完全承诺规则为福利最大化的政策。这一点值得商榷。刘斌（2004）通过设定一个前瞻性的利率规则，以不同的权重，考察前瞻性区间对损失函数的影响。作者认为，前瞻性规则需要借助经济预测，反之，经济预测需要依赖货币政策未来的走向，因此两者相互依赖又相互制约，因而政策的可信性也显得重要。 卞志村和管征（2005）通过前瞻性的IS-Phillips框架，定义中央银行的损失函数以最小化产出缺口和通货膨胀的方差为目标，中央银行通过选择政策参数λ，以实现最小化损失函数的调控目标。由于作者在一个相对简单的前瞻性IS-Phillips框架下，所以可以得到损失函数的显示解。而且，作者讨论的两种有效的货币政策目标以政策有效为前提，其实是分析了特定货币规则下央行损失函数的具体形式，因而对政策建议并无太多的指导。 唐齐鸣和熊洁敏（2009）在后顾性的IS-Phillips框架中，加入了以股价、房价为代表的资产价格，然后通过求解最小化央行目标函数来推导最优的货币政策反应函数。作者认为如果货币政策反应函数忽视资产价格，将导致更大的损失。因此建议我国央行在制定利率时应考虑资产价格对实体经济的影响。殷波（2009）与唐齐鸣和熊洁敏（2009）类似，研究了包含投资时机、资产价格的最优利率规则。作者认为央行在制定货币政策时，需要考虑资产价格波动。 政策前沿曲线是对上述损失函数的另一种表达形式，给产出和通货膨胀分别赋22予λ和1−λ的权重，通过最小化λx+(1−λ)π，X轴和Y轴分别代表通货膨胀和产出tt的波动，得到一条凸向原点的曲线。不同的政策得到不同的政策前沿曲线，靠近原点的曲线对应的货币政策相对较优。Iacoviello（2006）以房地产市场为研究对象，发现货币规则对房价响应的政策并没有显著的福利收益。本文将在第5章借助政策前沿对石油价格冲击是否需要货币政策内生响应的问题作出判断。 2）具有微观基础的央行损失函数 与最小化特定损失函数一样，政策前沿方法也缺少微观基础，在结构化DSGE模型中，权重λ应当是模型结构参数的函数。幸运地是，Woodford有效地解决了IS-Phillips框架缺少微观基础的问题。Rotemberg and Woodford（1999）从个体优化理论出发，通过对代表性家庭效用函数的二阶近似，显示地推导出类似的中央银行的福利标准，即稳定价格与产出。至此，中央银行的双目标损失函数可以内生地得到，一方面是通货膨胀关于0通胀水平偏离的平方，另一方面是产出对其效率水平 20
华中科技大学博士学位论文 （对应DSGE模型中竞争性均衡的产出水平）偏离的平方。 Woodford（2003）在新凯恩斯DSGE框架下，运用动态优化方法讨论了基于效用的最大化社会福利问题。将代表性家庭的整个生命周期内效用的最大化等同于社会福利的最大化，然后对这一社会福利标准在变量的稳态处进行二阶泰勒展开，得到了同时包含产出缺口方差和通货膨胀方差的央行损失函数。由于通货膨胀和产出需要权衡取舍，中央银行的政策参数以及家庭的结构参数共同决定了产出缺口和通货膨胀在损失函数中的权重，因而央行的损失函数内生地取决于经济结构特征，Woodford从微观基础证明了中央银行损失最小化与社会福利最大化的一致性。文中作者假定政府通过税收补贴就业以消除由于垄断竞争所造成的扭曲，市场中唯一的扭曲来自价格粘性，价格的缓慢调整引发的价格发散导致低效和资源损失，因而视零通胀稳态时的产出为灵活价格时的均衡产出。Gali and Gertler（2007）对这一框架下的政策评价进行了总结。 Ireland（1997）也从微观个体的优化行为评价最优的货币政策。模型中包含了经济体的目标函数（以最大化家庭的效用为目标），自然地生成一个用于评价政策的福利最大化标准，这一标准有别于人为设定的以最小化产出和通货膨胀的波动率为目标的损失函数。 贺云松（2010）沿用Woodford（2003）推导出的福利损失函数，分析了不同利率规则对中国经济的福利成本，发现：名义利率对通货膨胀的反应系数越大则福利成本越小；名义利率对产出变化的反应系数越大则福利成本越大。作者也是参数校准。奚君羊和贺云松（2010）通过计算福利损失，发现货币供应量的变动造成福利损失更大，因此应该将货币政策的中介目标由货币供应量向名义利率转化。 基于Woodford（2003）框架的最优货币政策的数量在国内并不多见，国内现有的文献直接套用Woodford推导出的福利损失公式，也没有利用我国的经济数据去估计模型的结构参数，得出的结论有很大的局限性。 3）Ramsey福利损失 将Ramsey均衡条件下的福利水平视为代表性家庭福利的最大化。Ramsey均衡是指以竞争性均衡为约束条件来最大化代表性家庭的效用的均衡状态。Schmitt-Grohe and Uribe（2004）提出了一种关于最优货币货币政策的全新观点：政策评价结果依赖于经济所处的初始状态，即需要计算条件福利损失。这样一来，评价某种政策的福利损失，就需要找到一个“参照物”，作者将Ramsey均衡条件下的福利水平视为福利最大值的标准。 Ramsey最优政策的思想，类似Lucas补偿变换原理，认为某种货币政策下的福 21
华中科技大学博士学位论文 oror利水平对应的消费c，等价于Ramsey均衡时消费水平c的一个比例，c=(1−λ)c，λ即为福利损失。由于Ramsey均衡福利是一种理想化的状态下的福利水平，在现实中并不可能实现但可以设计某种政策规则去无限地逼近Ramsey均衡状态。在特定货币政策下得到的福利损失最小时，即与Ramsey福利水平最接近的货币政策为最优。 尽管Woodford（2003）推导出的具有微观基础的央行目标函数，但是他们计算的目标函数是非条件期望的效用最大化。Ramsey标准与Woodford标准最大的不同，在于考虑了经济初始状态对最优政策评价的影响，因此，Ramsey标准可能是一种更具说服力的研究框架。 文献评述 回顾动态随机一般均衡（DSGE）模型的发展路程，我们发现Lucas对DSGE模型的推动功不可没。首先，作为一名货币主义者，Lucas将货币理论从关注货币需求和货币流通速度向劳动力市场、就业与产出方向转变，将局部均衡与凯恩斯主义适应性预期的观点结合，开创了货币经济周期理论。但随后，Lucas对适应性预期的合理性产生怀疑，其在《预期与货币中性》一文中提出理性预期的观点，同时放弃局部均衡分析，改用Walras一般均衡分析。 其次，Lucas批判掀起了理论界寻找宏观经济学的微观基础热潮，RBC理论的DSGE模型正是在这一背景下产生。DSGE模型以经济主体的优化理论，加以约束条件，得到竞争性均衡的一般均衡分析框架。新凯恩斯DSGE模型以RBC为基础，加入“名义粘性”和“垄断竞争”两大核心要素。 Lucas的第三大贡献是有关经济波动的社会福利分析。Lucas（1987）提出了经济波动或经济增速降低可能带来福利损失的问题，虽然其结论并非完全正确，但是Lucas提出的经济波动可能影响社会福利的命题带动了后继学者的进一步研究。此外，Lucas（2000）将福利损失与通货膨胀的变化率等价。在现在来看，其产出波动与通货膨胀波动引起社会福利损失的观点与Woodfor（2003）最优货币政策损失函数的思想一致，具有相当的前瞻性。 动态随机一般均衡（DSGE）下经济波动问题的研究经历了RBC理论和新凯恩斯主义两大阶段。目前，以货币政策与宏观经济波动为主要研究内容的新凯恩斯DSGE模型成为研究经济波动与政策评价的主流范式。 现有经济波动的文献主要以美国、西欧等发达市场经济为研究对象，研究的内容非常全面，涉及到开放经济、石油经济、金融市场、劳动力市场等众多领域的经济波动问题，但是新兴经济体的相关研究并不多见，也缺少对中国经济波动问题的研究。DSGE模型的广泛应用推动了国内学者对经济波动问题的深入分析，但是，国 22
华中科技大学博士学位论文 内现有的研究主要为RBC框架下的分析，新凯恩斯DSGE模型的研究处于起始阶段，因而在模型的设定方面较为简单，参数估计多采用校准或GMM估计（GMM估计需要大样本，而我国的宏观经济数据恰好不满足大样本的要求），经济波动的分析通常局限于脉冲响应和二阶矩的模拟。基于新凯恩斯DSGE模型的中国经济波动问题研究需要在技术层面有更多突破。 简约化IS-Phillips框架在20世纪90年代被广泛地应用于最优货币政策的评价，该方法的关键不足在于，央行的损失函数人为设定，缺少微观基础。直到Woodford（2003）在新凯恩斯DSGE框架下，依据动态优化方法推导出具有微观基础、与代表性家庭福利最大化一致的央行损失函数，经济波动与最优货币政策的研究开始了新的一页。尽管Woodford（2003）推导出了具有微观基础的央行目标函数，但是他们计算的目标函数是非条件期望的效用最大化。Ramsey福利损失最优货币政策考虑了经济初始状态对最优政策评价的影响，因此，Ramsey标准可能是一种更具说服力的研究框架。遗憾的是，国内暂时没有基于Ramsey福利损失最优货币政策的相关研究，最优货币政策的分析仍然以简约化IS-Phillips框架为主，这与新凯恩斯DSGE模型在国内的应用处于起始阶段有关。 本文结构、研究方法和创新点 本文结构 本文在新凯恩斯动态随机一般均衡（DSGE）框架下结合货币政策讨论中国宏观经济的波动问题，并在部分章节涉及到简单的货币政策评价。本文与已有文献不同的地方之一，是假设我国的货币政策是内生的货币供应规则配合外生的货币政策冲击（虽然货币供应量在西方发达国家货币政策中的重要性逐渐被利率取代，但并不能否认货币供应量对价格水平的决定作用，即便是实行通货膨胀盯住制的国家，盯住通货膨胀只能控制价格变化的相对水平，价格水平的绝对值还是取决于货币供应量。而我国因为利率尚未完全市场化，货币供应量在我国的货币政策实施中一直都占有重要地位）。本文余下的结构安排如下： 第2章介绍了新凯恩斯DSGE模型分析的基本思路，包括模型的构建、模型求解以及参数估计的方法，主要有极大似然法和贝叶斯法。 因为货币政策是新凯恩斯DSGE模型的重要组成部分，接下来三章将在新凯恩斯DSGE模型中结合货币政策对中国经济波动进行实证分析，侧重点不同：分别从货币因素，金融因素和实际供给因素分析中国经济波动及其对货币政策的启示。 第3章是基于一个小型的动态随机一般均衡货币政策模型研究中国的经济波动问题。将一个动态内生的通胀目标引入通常的货币供应规则，通过Kalman滤波算法 23
华中科技大学博士学位论文 进行极大似然参数估计，并检验我国的通胀目标是否具有动态内生性，进而采用脉冲响应分析和货币政策的反事实仿真分析研究通货膨胀目标对我国经济波动的影响。 第4章在第3章的简单模型基础上进行了扩展，研究包含进金融市场摩擦的经济波动问题。通过构建一个以企业家为核心的中型DSGE模型，并假设中央银行采用内生的货币供应机制实行宏观调控，运用贝叶斯方法估计模型的结构参数，试图回答在DSGE模型中哪些模型构成要素对于分析中国经济波动是相对重要的、信用摩擦对中国货币政策的传导机制会产生怎样的影响、在“金融加速器”效应和“债务-紧缩”效应共同作用下，不同的外生冲击对中国经济波动的贡献程度如何等问题。 第5章结合当前国际原油价格急剧上升的背景，探讨了以石油价格为代表的实际冲击对我国经济波动的解释力度。为了分析石油价格冲击对中国经济的影响，本文特别构造了一个包含石油要素的生产函数，回答为了防范石油价格冲击引致的宏观经济波动，中国的货币供应机制是否应该对石油价格冲击做出反应的政策问题。并通过政策前沿的比较，寻找出应对石油价格冲击的有效货币政策。 第6章是对全文的总结，包括本文的主要结论、相关的政策建议、本篇论文的不足以及未来研究方向。 本文研究方法 本文通过构建新凯恩斯DSGE模型、对数线性化模型、数值化求解模型得到模型解的状态空间表示。模型求解后，基于Kalman滤波的极大似然法和MCMC贝叶斯方法估计模型的结构参数。 然后，通过脉冲响应分析政策冲击和其它需求冲击、供给冲击在实体经济的传导途径。运用预测误差方差分解和历史分解精确度量各种外生冲击对经济波动的解释力度。反事实仿真分析是结构化模型特有的优势，能够描述备选政策体制下经济的动态特征。一阶线性化近似的DSGE模型虽然无法用于最优货币政策研究，但借助政策前沿曲线能够从侧面反映货币政策的优劣。 本文创新点 本文的主要创新体现在在以下方面： 1）本文首次在结构化的DSGE模型中引入动态且内生的通货膨胀目标。另外，在BGG“金融加速器”模型结合了Fisher的“债务—紧缩”理论，并引入多种信用摩擦，从理论层面回答了“金融加速器”效应和“债务—紧缩”效应共同作用下的外生冲击引致的经济波动。 2）相比计算Kydland-Prescott方差比的做法，基于DSGE模型的预测误差方差 24
华中科技大学博士学位论文 分解能准确地刻画外生冲击对宏观经济波动的贡献度，而历史分解能够再现历史经济波动的驱动因素。 3）国内大多数的研究采用校准法确定参数取值，但是校准方法因为缺乏微观基础在国外已经很少用到，取而代之极大似然法和贝叶斯方法。本文实证部分采用了极大似然法和贝叶斯法两种方法估计模型的结构参数。 25
华中科技大学博士学位论文 2 DSGE建模方法 研究经济波动问题时，目前学术界普遍采用动态随机一般均衡（DSGE）的分析范式。DSGE模型建立在严格的微观基础之上，是一种融入了理性预期的结构化模型，模型中包含两类参数：反映家庭偏好、厂商生产能力等的结构参数，和刻画宏观经济政策的政策参数。我们可以合理地假设模型的结构参数在短期内保持不变，但反映政策机制的政策参数则随着政策变动进行相应调整。相比同样能够进行参数估计、脉冲响应分析的更为简便的简约化计量方法模型，DSGE模型的优势是能够进行政策分析。因为DSGE模型结构化的特点，在进行政策分析时能有效地回避“Lucas批判”，成为当今宏观经济分析的重要框架。DSGE模型是一种优化模型，在一般均衡条件下，利用动态优化方法对各经济主体（家庭、厂商、中央银行、政府等）的跨期优化问题进行分析，得到经济主体在约束条件下的理性预期策略行为。DSGE模型能够很好地分解和比较外生冲击对经济波动的贡献度，能够非常容易地引入货币政策和财政政策，适用于宏观经济政策的比较分析，成为了目前经验研究和宏观经济政策理论的重要工具。图给出了DSGE分析的研究思路。 构将非求解 模型造 线性模模型 求解 经D 系统型中各 并将参济S 表示均行为 解表数政G 为理衡主体 示成估E策性预条优化 状态计 模分期差件 问题 空间型 析 分方形式程组 图 DSGE分析框架的研究思路 26
华中科技大学博士学位论文 新凯恩斯DSGE模型 模型设置 早期的DSGE模型是基于RBC框架分析经济波动问题。模型中一般有家庭的消费行为，厂商的生产行为。RBC理论认为经济波动主要受到生产率等实际因素冲击的影响，早期的模型能够在较少的冲击时较好地拟合美国的经济，受到学者们广泛认同。但是受其“灵活价格”和“完全竞争”两大假设的限制，模型中没有政府部门，自然缺少对货币政策和财政政策作用的分析。新凯恩斯分析框架吸收了RBC理论的DSGE方法论，加入“名义粘性”和“垄断竞争”的假设，模型中包含了更为丰富和细化的行为主体，包括：代表性家庭、劳动加工者、中间品生产商、最终品生产商、政府部门。如果是开放经济，还涉及一个外国部门。 1）家庭选择消费、投资、提供劳动给劳动加工者、购买债券，并持有货币以最大化其整个生命期的效用。如果考虑更为复杂的模型，家庭提供异质劳动，那么家庭有能力决定工资，从而引入工资粘性。由劳动加工者将家庭提供的异质劳动加工成同质的劳动单位，提供给中间品生产商用以生产中间品。（一般假设家庭选择工资，厂商决定雇佣多少工人，同样，我们也可以设定这样一个模型：由工人选择劳动的数量，厂商选择工资，但是前者更易于处理。） 2）中间品生产商利用资本（家庭提供）和劳动（劳动加工者提供）进行生产，中间品生产商处于垄断竞争的市场中，有中间品价格的定价权。由中间品生产商选择中间品价格、资本投入量和劳动投入量最大化利润。近期的研究还通过加入资本的调整成本，资本的利用率丰富了模型的构成。 3）最终品生产商，其作用在于将中间产品加工成供家庭消费、投资、政府购买的最终品，一般假设最终品生产商处于完全竞争的市场中。 4）通过公开市场操作执行货币政策的政府部门。西方国家因为利率早已市场化，一般假设货币规则为利率规则，然而我国因为利率市场未完全市场化，官定利率和真实的市场利率并不完全一致，照搬国外模式并不符合我国国情。我国央行从上世纪90年代中期开始定期公布货币供应量指标和货币供应量目标，采用货币供应量规则应该更能反映我国货币政策的实际，本文假设货币供应量规则是我国的货币政策规则。 5）如果财政政策非中性，模型中还包含财政政策。将政府支出、税收纳入DSGE模型，能够研究货币政策与财政政策交互的经济波动效应及最优的宏观政策问题。 新凯恩斯模型与RBC模型最大的不同是将货币因素加到模型中来。新凯恩斯模型中“价格粘性”是货币非中性的关键因素，货币因素也会引起宏观经济的波动。 27
华中科技大学博士学位论文 加入货币的关键在于如何合理地引进货币需求，有三种常见的方法：购物时间（shopping time economy）；内含货币效用（money in utility）；现金在先（cash in advance）。 购物时间模型假设每个家庭拥有一个单位的时间禀赋，家庭需要将时间资源在休闲、劳动与购物三者间进行分配。购物时间是消费和持有货币量的函数，且与消费量正相关，与货币量反相关，因而家庭必须在持有货币的机会成本和闲暇的价格之间进行权衡，因而形成了货币持有量对家庭效用的间接影响，如Schmitt-Grohe and Uribe（2004）。购物时间模型隐含了内含货币效用（MIU）模型的思想，在MIU模型中，效用函数直接包含了货币（可分的效用函数和不可分的效用函数）。因为货币潜在的投机作用和预防作用，持有一定数量的货币会增加家庭的效用，如Ireland的相关研究。CIA模型意味着M≥PC，即家庭的消费以持有一定的货币为前提，如tttSchorfheide（2000）。上述引入货币的方法也为价格粘性前提下真实货币余额影响消费水平或效用提供了微观基础。 在模型设置时，我们还需要权衡一个问题：模型与真实经济环境的匹配程度和模型的易处理性。模型越简单往往越容易处理，但模型越简单其对真实环境刻画也相对粗略。相反，模型越逼近真实环境意味着模型越复杂，模型越复杂越不易处理甚至无法处理。在研究中国的经济波动问题时，面对这样一个处于改革发展转型期的国家尤其需要找到模型的切合能力与处理难易的均衡点。在后文的实证章节，作者都尽量结合中国的实际国情，构建适用的模型进行分析。 模型的一阶近似 模型构建完毕后，接下来是对非线性的DSGE模型进行线性化处理。因为一阶线性化能够大大简化模型的求解和结构参数的估计，线性化模型可方便地运用Kalman滤波得到似然函数。而且对于分析经济波动问题也足够精确，文中对模型均采用了一阶近似。下面介绍了两种一阶近似的方法。 （1）泰勒一阶线性展开 假设非线性模型为 F(y,y)=Ef(y,y)=0 （） t+1ttt+1t以没有时间脚标的字母y表示变量的稳态值，将（）式在稳态(y,y)=(y,y)t+1t处一阶泰勒展开： ∂F∂F0=F(y,y)≈F(y,y)+(y,y)⋅(y−y)+(y,y)⋅(y−y) （） t+1tt+tt+1t 28
华中科技大学博士学位论文 ∂Fy(y−y)∂Fy(y−y)t+1t0=F(y,y)≈F(y,y)+(y,y)⋅+(y,y)⋅ （） t+1tt+1t∂F∂F(y−y)t+1稳态时，Fˆ(y,y)=0。记(y,y)⋅y=Γ，−(y,y)⋅y=Ψ，y=，t+1∂y∂yyt+1t(y−y)tˆy=，那么（）式可简写为 tyΓˆ=Ψˆyy （） t+1t（2）对数线性化 假设需要对y=f(y)进行一阶线性化近似，首先将方程写作如下对数形式： t+1tlogytlogy=log[f(e)] t+1将等式右边在稳态y处一阶泰勒展开： f'(y)ylogy≈log[f(y)]+(logy−logy) t+1tf(y)稳态时，logy=log[f(y)]，得到： f'(y)ylogy−logy≈(logy−logy) t+1tf(y)yf'(y)yyt+1log()≈(log) （） yf(y)yyf'(y)yt+1记ˆy=log()，Α==f'(y)，将（）式写为 t+1yf(y)ˆˆy=Αy （） t+1tyy−y(y−y)yt+1t+1t+1因为log()=log(1+)≈，所以log()可近似为变量关于其稳y态值的偏离，两种不同的线性化方法的结果一致。由于对数线性化易于操作，本文均采用方法二将非线性模型进行线性化处理。 模型求解 模型在对数线性化之后，紧接着进行模型求解。求解随机差分方程是DSGE模型分析的关键一步。对于一个包含理性预期的非线性DSGE模型F(E[y],y)=0，tt+1t首先需要将其对数线性化近似为AEˆˆ[y]=By的线性差分方程组形式。模型求解其tt+1t实是将方程的期望符号去掉的过程，得出如下形式的解（z为外生冲击变量）： t+1ˆ=ˆyFy+Gz t+1tt+1 29
华中科技大学博士学位论文 现有文献对线性化的DSGE模型的求解提供了多种方法，Judd（1998）较为全面地叙述了求解DSGE模型的方法。早期的解法如Kydland and Prescott（1982）线性二次近似，King, Plosser, and Rebelo（2002）线性化均衡条件，Christiano（1990）的值函数迭代法。这些方法依然是现今解法的基础，出现了许多改进的方法。Aruoba, Fernandez-Villaverde, and Rubio-Ramirez（2006）介绍并比较了投影算法、值函数迭代算法。较常见的是Blanchard and Kahn（1980），简称BK分解法，后继发展的很多方法其实是对BK方法基础上做出的改进，如Klein（2000）的广义Schur分解法。此外，还有Sims（2002）的QZ分解法，Uhlig（1999）的待定系数法。 伴随DSGE模型的广泛使用，相关的软件也发展地非常迅速，如Uhlig（1999）提供的Toolkit，Juillard和他的团队共同开发的DYNARE和DYNARE++。DYNARE工具箱可以在MATLAB和GAUSS环境下方便地调用已有的程序，同时，DYNARE和DYNARE++允许研究者直观地编写程序（DSGE模型的均衡条件）。DYNARE已经可以实现二阶近似，DYNARE++则可以实现高阶逼近。本文实证部分都是借助在MATLAB环境中实现。DYNARE工具包在国外也较为流行，如Laxton and Pesenti（2003）等也利用DYNARE实现数值模拟分析。 BK分解方法 鉴于该方法的基础性，本文首先介绍了BK方法。这一方法用于求解如下形式的差分方程组： E{y}=Γy+Ψz （） tt+1tt令y=yy'，将上式重新写作： []t+11t+12t+1yy⎡⎤⎡⎤1t+11t=Γ+Ψz （） ⎢⎥⎢⎥tE(y)y⎣t2t+1⎦⎣2t⎦其中，y为内生前定变量，y为内生非前定变量，z为外生驱动变量（forcing 1t2ttΓΓΨ⎡⎤⎡⎤11121variables），且E{z}≠0。对应（）式，Γ=，Ψ=。 tt+i⎢⎥⎢⎥ΓΓΨ⎣2122⎦⎣2⎦−1首先需要对矩阵Γ进行约旦分解（Jordan decomposition），Γ=PΛP。矩阵Λ的对角元素包含了矩阵Γ的特征根，并按照特征根绝对值的大小从左到右排列： Λ0⎡⎤1Λ= （） ⎢⎥0Λ⎣2⎦其中，Λ的特征根在单位圆内或者单位圆上，Λ的特征根在单位圆外。当n增12n大时，Λ发散，因此Λ也被称为非平稳或爆炸的（unstable, explosive）。将P矩阵22 30
华中科技大学博士学位论文 也进行对应的划分： PP⎡⎤1112P= （） ⎢⎥PP⎣2122⎦其中，P与Λ对应，依次类推。若非平稳特征根的个数等于模型中内生非前定111变量的个数，则此方程组遵循鞍点平稳路径，模型存在唯一的解（若非平稳特征根的个数大于模型中内生非前定变量的个数，模型无解；若非平稳特征根的个数小于模型中内生非前定变量的个数，模型的解不唯一，存在无穷多解）。 这里假设模型存在唯一解。将Γ的分解代入（）式，得到： yyΨ⎡⎤⎡⎤⎡⎤1t+1−1t11=PΛP+z （） ⎢⎥⎢⎥⎢⎥tE(y)yΨ⎣t2t+1⎦⎣2t⎦⎣2⎦将（）式左乘矩阵P得到： PP0PPPPΨ⎡⎤⎡⎤⎡⎤⎡⎤⎡⎤⎡⎤⎡⎤11121+111112111121=+z （） ⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥tPPy0ΛPPyPP⎣212⎦⎣2t+1⎦⎣2⎦⎣212⎦⎣2t⎦⎣212⎦⎣2⎦化简整理，记 %yPPy⎡⎤⎡⎤⎡⎤1t11121t= （） ⎢⎥⎢⎥⎢⎥%PP⎣2⎦⎣2122⎦⎣⎦ΘPPΨ⎡⎤⎡⎤⎡⎤11121= （） ⎢⎥⎢⎥⎢⎥ΘPPΨ⎣2⎦⎣212⎦⎣2⎦得到： %%yΛ0yΘ⎡⎤⎡⎤⎡⎤⎡⎤1t+111t1=+z （） ⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥tE(y)0Λy⎣t2t+1⎦⎣2⎦⎣2t⎦⎣2⎦这种变形有效地简化了模型，因为所有的非前定变量只依赖于Λ所包含的矩阵2Γ的非平稳特征根，正如（）下式表示的那样。 下面我们对（）下式向前迭代，从而推导出非前定变量的解。首先，（）式的下式可表示为：E(y%)=Λ%y+Θz，即 t2t+122t2t−1−1%y=ΛE%(y)−ΛΘz （） 2t2t2t+122ty=ΛE(y)−ΛΘz （） 2t+12t+12t+222t+1将（）代入（）式得到： −2−2−1%y=ΛE%(y)−ΛΘE(z)−ΛΘz （） 2tt2t+22t+122t−n运用期望的塔性，E[E(y)]=E(y)，且Λ为非平稳值，当n趋于无穷时，Λtt+1ttt22 31
华中科技大学博士学位论文 趋近于0，因此得到： ∞−(i+1)%y=−ΛΘE(z) （） 2∑t22t+ii=0由（）的下式， %y=Py+Py 2t211t22t得到： −1−1y=Py%−PPy 2t222t22211t将（）代入上式 ∞−1−(i+1)−1y=−PΛΘE(z)−Py （） 2∑t222t+i221ti=0（）式为模型非平稳部分的解。最后，求解模型中平稳部分，即（）式中的上式。 y=Γy+Γy+Ψz （） 1t+1111t122t1t将（）式代入（）式，即完成了模型的求解。 BK方法需要将初始模型进行整理，转化为符合（）式的表示，而在转换过程中部分系数矩阵需具备可逆性。其次，BK方法需要区分模型前定变量与非前定变量。 Sims方法适用于如下形式的模型： Γy=Γy+B+Ψz+Ωη （） 0t1t−1tt其中y是模型变量，B是常数矩阵，z为结构性外生冲击，η是期望误差项，ttt因而在（）式中没有期望符号，且满足E{η}=0。Sims方法与BK方法都需要tt+1将模型划分为爆炸性与非爆炸性两部分。不同的是，BK方法需要区分前定变量与非前定变量，而Sims模型依靠参数矩阵Γ、Γ、Ψ和Ω确定模型的前定变量。 01首先，需要对Γ和Γ进行QZ分解，满足Q'ΑZ'=Γ，Q'ΒZ'=Γ。其中，Q和0101Z都是正交矩阵，即满足Q'Q=Z'Z=I，且Q和Z有可能为复数矩阵。Α和Β为上三角矩阵，且Α和Β中的元素按Γ和Γ的广义特征根的绝对值大小从左往右排列。 01Klein方法可看作BK方法与Sims方法的综合运用，适应于如下形式的方程： ΓE{y}=Γy+Ψz （） 0tt+11tt其中，向量z是零均值向量自回归形式VAR，Γ是奇异矩阵。和BK方法一样，t0Klein方法也需要区分前定和非前定变量，y=yy'。如同BK和Sims，Klein[]t+11t+12t+1也将模型变量划分为非平稳部分和平稳部分，依次求解两类模型变量。 32
华中科技大学博士学位论文 Klein方法相对于BK方法的优势在于，对Γ可逆性要求的放松。针对Γ和Γ进001行的Schur分解可以帮助克服Γ不可逆带来的问题，它是对Sims方法中QZ分解的0一种替代，Schur分解是一种更一般的QZ分解，可包含复数形式的特征根。Schur分解后，Klein方法求解步骤与BK方法基本一致。 扰动法 通常来说，除了一些特殊情况之外，DSGE模型很难通过手工求解，即解析解存在的情形非常少，因此，我们不得不借助数值模拟近似来刻画模型的动态均衡特征。Judd（1998）对数值求解有较为全面的介绍。Aruoba, Fernandez-Villaverde, and Rubio-Ramirez（2006）认为扰动法（perturbation techniques, 也被译为摄动法）能够同时兼顾求解的速度和精确性。扰动法的基本思路是：以一个适当的变动替代初始系统，以便可以得到系数的解析解（至少也有数值解），这里取一个特殊的情况，把外生冲击的标准差设定为0，在这种假设下，经济收敛到一个平稳增长路径，所有变量以固定的增长率变动。然后，得用这个稳定解和隐函数定理（implicit function theorem）去计算泰勒展式的确切解。 假设需求解的模型如下： Ef(y,y,x,x)=0 （） tt+1tt+1t其中，y是非前定内生变量，x是前定变量，且包含两部分x=xx'，x是[]ttt1t2t1t前定内生变量，x是外生冲击变量，服从如下的随机过程： 2t x=Λx+ησε （） 2t+12tt+1其中，ε是独立同分布的外生扰动，均值为零，方差协方差矩阵为Σ。假设σ≥0t和矩阵 η均是已知的参数，且矩阵Λ的特征根都在单位圆内。 y=g(x,σ) （） ttx=h(x,σ)+ησε （） t+1tt+1以（）式和（）式表示（ ）式的解。其中，η=φη'。 []我们需要找到（）式和（）式在模型稳态时（x=x，σ=0）的一阶近t似。在模型变量等于其稳态值(y,x)时，满足：f(y,y,x,x)=0。在外生冲击为0的稳态处，y=g(x,0)，x=h(x,0)。 记F(x,σ)Ef(y,y,x,x)=0，将（）式和（）式代入（）式： ttt+1tt+1tF(x,σ)=Ef(g(h(x,σ)ησε,σ),g(x,σ),h(x,σ)+ησε,x)=0 （） tttt+1ttt+1t因为F(x,σ)对任意可能的(x,σ)组合都等于0，所以关于F的任意阶导数也必tt 33
华中科技大学博士学位论文 然等于0，即： F(x,σ)=0 （） mntxσt其中，F(x,σ)表示F有关于x的m阶，关于σ的n阶导数。 mnttxσ接下来，将g函数和h函数在(x,0)处一阶泰勒展开， g(x,σ)=g(x,0)+g(x,0)(x−x)+g(x,0)σ （） ttσth(x,σ)=h(x,0)+h(x,0)(x−x)+h(x,0)σ （） σt因为y=g(x,0)、x=h(x,0)，（）和（）式中包含的其它未知参数可通过（）式得到。 因为F(x,0)=0，F(x,0)=0，得到： xσtiiαβiαiβi[F(,0)][f][g][h]+[f][g][f][h]+[f]xjyαxβxjyαxβxβxjxjtt+1ttttt+1tt （） =0其中，i=1,K,n；j,β=1,K,n；α=1,K,n。 xy因为f(y,y,x,x)的导数在稳态(y,y,x,x)处的取值已知，因些（）式是t+1tt+1t一个n×n的二次方程。因而又回到了求解理性预期差分方程组，可通过BK方法、xQZ分解法或者Klein方法求解g和h。 xxtt同理，g和h是下面n维方程的解。 σσiiαβiαβφiα[F(x,0)]=E{[f][g][h][f][g][η][ε][f][g]jtyxσyxyσt+1tt+1tt+1i+[f][g]+[f][h][f][η][ε]}yασxβσxβφtt+1t iαiαiαiβ=E{[f][g][h][f][g]+[f][g][f][h]}tyαxβσyασyασxβσt+1tt+1tt+1=0其中，i=1,K,n；β=1,K,n；α=1,K,n；φ=1,K,n。 xyε上述方程是关于g和h的线性齐次方程，如果存在唯一解，则g=0、h=0。σσσσ这意味着外生冲击的方差大小不会影响策略函数一阶近似的常数项，也就是说，在一阶近似时x和y的期望等于其稳态值。 参数估计方法 DSGE模型参数的估计方法有多种，早期如参数校准，以及后来的广义矩估计GMM（Generalized Method of Moments），基于模拟的矩估计SMM（Simulation Method of Moments）和间接推断法（Indirect Inference, 简称为II），极大似然估计（Maximum likelihood estimation）和贝叶斯估计（Bayesian estimation），用以估计非线性模型的 34
华中科技大学博士学位论文 投影法（projection methods）、值函数迭代（value function iterations）、策略函数迭代（policy function Iterations），可参考Francisco and Murcia（2007）和Canova and Sala（2009）。这里先简要介绍了校准方法，然后重点介绍了本篇论文中使用的极大似然法和贝叶斯估计。 校准（calibration）由Kydland and Prescott首次提出，两人也开创了一些用于构造和评价动态经济模型的新方法论，例如，如何将数据运用到模型？如何评价模型？他们对能够实现这些功能的正统统计学发起质疑，提倡“校准”DSGE模型参数的方法，选择能够将数据与模型矩匹配的参数，也可能从已有的微观研究中借鉴参数的取值。模型评价应当从模型对非校准数据的重构能力着手。校准参数通常需要用到数据的一阶矩条件，而模型评价，是进行实际数据与模拟数据二阶矩的比较。 极大似然估计 （1）状态空间模型 状态空间模型是动态时域模型，可视作时间的函数。状态空间模型按数值形式分为离散空间状态模型和连续空间状态模型，本文讨论的是离散状态空间模型。状态空间模型包括以下两个方程： S=ΓS+ΩW （） tt−1tY=US （） tt其中，（）式是状态方程，（）式是量测方程，S是状态变量，Y是观察tt变量，W是外生冲击变量，Γ为状态转移矩阵。 t（2）滤波理论 记观察变量Y的向量函数： t+iˆS=E[S|Y] t|t+itt+i称为状态S的估计量，分三种情况：当i>0时，称为预测；当i<0时，称为平t滑；当i=0时，称为滤波。 滤波理论是数学的一个分支学科，其实质是由观察变量重构系统的状态向量，t−1T用以给定观察序列条件下构建状态变量的条件分布序列{p(S|y;θ)}。主要依靠tt=1下面两个基础性的工具： Chapman-Kolmogorov 等式： p(S|y;θ)=p(S|S;θ)p(S|y;θ)dS t+1tt+1tttt∫和贝叶斯定理： 35
华中科技大学博士学位论文 p(y|S;θ)p(S|y;θ)tttt−1p(S|y;θ)= ttp(y|y;θ)tt−1其中，分母p(y|y;θ)=p(y|S;θ)p(S|y;)dS是条件似然函数。 tt−1ttttt∫Chapman-Kolmogorov等式告诉我们状态变量演进的预测规则，即状态变量下一期的分布仅仅依赖当期的观察值，p(S|y;θ)等于p(S|y;θ)与转移概率t+1tttp(S|S;θ)和乘积在所有可能状态的积分。贝叶斯定理在一个以概率p(y|S;θ)出t+1ttt现的新观测值到来后，更新状态分布p(S|y;θ)。以“预测—实测—修正”的顺序tt−1T不断迭代，便得到了完整的{p(S|y;θ)}序列。 tt−1t=1（3）Kalman滤波与似然函数 似然函数是极大似然估计和贝叶斯估计的核心，对我们来说，最大的挑战是如何得到DSGE模型的似然函数，对一个甚至没有解析解的模型来说这一任务尤其困难，状态空间理论和滤波理论的结合是有效的解决途径。 在得到DSGE模型以策略函数表示的数值解以后，我们可以将模型解写作状态空间表示，具体为： S=h(S,W;θ) tt−1tY=g(S;θ) tt前者为状态方程，后者为量测方程，θ是模型的结构参数。状态空间表示使运算更简单：从S=h(S,W;θ)可以计算出p(S|S;θ)；从Y=g(S;θ)可以计算出tt−1ttt−1ttp(Y|S;θ)；然后根据S=h(S,W;θ)和Y=g(S;θ)，计算出Y=g(h(S,W;θ);θ)，tttt−1ttttt−1t进而计算得到p(Y|S;θ)。 tt−1但是，所有在似然函数里出现的条件密度函数很难有解析表达式，如果要计算TT观察变量Y在参数θ取值的似然函数p(Y|θ)，我们可以利用状态空间的马尔可夫性将其写作： TTp(Y|θ)=p(y|θ)p(y|y;θ) 1∏tt−1t=2T =p(y|s;θ)dSp(y|S;θ)p(S|y;θ)dS 111∏tttt−1t∫∫t=2T在得到{p(S|y;θ)}和p(S;θ)后，模型似然函数的估值便是可能的。然而，tt−1t=11Chapman-Kolmogorov等式和贝叶斯定理涉及到无数次的积分运算。即便状态变量的数量不多，计算成本也巨大到使积分运算变得不可行。 Kalman滤波是估计状态空间模型的有力工具，它可以降低模型似然函数的计算 36
华中科技大学博士学位论文 成本，但需要满足两个前提：第一，观测方程和量测方程是线性的；第二，外生冲击服从正态分布，利用观察变量的线性正态特征，于是所有相关观察变量的条件分布是高斯正态的（仅仅因为一个简单的事实，正态分布的空间是一个向量空间），因此，我们仅仅需要追踪这些条件的均值和方差。 假设我们将模型解的状态空间表示如下： s=As+Bw （） tt−1ty=Cs+υ （） ttt其中，在本小节出现的小写字母均表示随机变量的样本值，w和υ是外生冲击tt和观测误差向量（预测误差υ不是必须的），满足w~N(0,I)，υ~N(0,R)。矩阵A，tttB，C，R均为模型结构参数θ的函数。 TT观察变量Y={y}，定义：s=E(s|y)，s=E(s|y)，t|t−1表示基于t−1tt=1t|t−1tt−1t|ttt期的信息在t期的抽样。另外，状态变量的方差协方差矩阵：P=E(s−s)(s−s)'，P=E(ss)(ss)'，P=E(s−s)(s−s)'。 t|t−1tt|t−1tt|t−1t−1|t−1t−1t−1|t−1t−1t−1|t−1t|ttt|ttt|t给定这些线性映射和状态空间表示的高斯结构，一步向前预测误差η=y−y=y−Cs是白噪音，那么观察变量y的方差协方差矩阵Ω为： ttt|−1tt|−1tt|t−1Ω=E(y−Cs)(y−Cs)'t|t1tt|t−1tt|t−1=E[(Cs−Cs+υ)(Cs−Cs+υ)']tt|1ttt|−1tC(s−s)(s−s)'C+⎡⎤ tt|−1tt|−1=E⎢⎥υ(s−s)'C+C(s−s)υ'+υυ'ttt|1tt|−1ttt⎣⎦=CPC'+Rt|t−1预测状态变量的演化为： s=As （） t|t−1t−1|t−1因为冲击并不改变滤波的本质（Stengel, 1994），因此有： s=s+Kη （） t|tt|t−1tt其中，K称为Kalman滤波增益（Kalman filter gain），度量了我们在多大程度上t以观察变量的预测误差η来更新s。问题在于，寻找一个最优的K，以便从s和tt|t−1tt|t−1η得到最优s。 tt|t我们注意到： s−s=A(ss)+Bw （） tt|−1t−1t−1|t1ts−s=s−s−K[C(s−s)+υ] （） tt|tt|1ttt|−1t 37
华中科技大学博士学位论文 P=E(s−s)(s−s)'t|t−1tt|t−1tt|t−1=E[A(ss)+Bw][A(ss)+Bw]' （） t−1t−1|t−1tt−1t−1|t−1t=APA'+BB't−1|t−1那么P等于： t|tP=E(s−s)(s−s)t|ttt|ttt|t=E(s−s)K[C(s−s)+υ](s−s)K[C(s−s)+υ]'{}{}tt|−1ttt|−1ttt|−1ttt|−1t （） =E(I−KC)(s−s)−K(I−KC)(s−s)−Kυ'}ttt|1ttttt|1tt=(I−KC)P(I−CK)'+KRK'tt|−1ttt∂Tr(P)t|t最优增益K须最小化P，=0，得到一阶条件为： tt|t∂Ktopt−1K=PC'(CPC'+R) （） t|−1t|−1得到最优的K后，方程（）和（）更新为： optP=PKCP （） t|tt|t−1tt|t−1opts=s+Kη （） t|tt|t−1tt从（）式可以看出，如果对s的预测存在较大的误差（P很大），那么对t|t−1t|t−1opt新息η则赋予较大的权重（K较大）；如果η包含的信息量很少（R很大），则对stttt|t−1opt给赋予较大的权重（K较小）。 t到此为此，一轮迭代结束。我们从y开始，预测t期的状态变量及其方差协方t−1差矩阵s和P，然后在新的观测值y到来后，计算出s和P，以及从预测方程t|t−1t|t−1tt|tt|t（）、（）得到的P和s。 t+1|tt+1|t如何利用Kalman滤波计算模型的似然函数？假设初始条件s和P已知，观察1|01|0变量y为正态分布，且y~N(y,Ω)，那么观察变量的对数似然函数为： ttt|−1t|−1−1nlogp(y|θ)=−log2π−log|Ω|−ηΩ t|−1t|1222其中，n是模型中可观察变量的个数。观察变量条件对数似然函数相互独立，于Tt是序列Y=y的似然函数表示为： {}Tt=1T−1n1⎡⎤TlogLaθ|Y=−log2π+log|Ω|+ηΩ ()∑t|t−1tt|t1t⎢⎥222⎣⎦t=1可以看出，我们仅仅需要从t=1到T期的Ω和η，得到对数似然函数的表达，t|t−1t 38
华中科技大学博士学位论文 然后通过求解一组能够最大化模型似然函数的结构参数，得到参数的估计值。 贝叶斯参数估计 （1）贝叶斯估计的优势 贝叶斯估计在近十年得到了广泛的应用，这与它的优势密不可分： 第一，先验信息是经济学家的工具，广泛应用于博弈理论和学习模型。而且，源于多年来的实证经验分析使得许多经济学家坚信自己对大多数的行为参数的取值心中有数。 第二，DSGE模型通常有10到70不等的参数，数据却相对较少，如此低的数据/参数比，使得贝叶斯分析的小样本性质格外引人注目。 第三，贝叶斯计量方法处理模型误设问题处理很自然（Monfort, 1996）。有学者这样认为：所有的模型都是错误的，但是有一些模型是有用处的。贝叶斯方法不是探寻真实的世界，而是更好地描述数据。所以，估计已经从寻找参数的真实值向一个使模型最优地刻画数据的参数空间的方向转变（Rissanen, 1986）。 此外，贝叶斯法能够方便不同模型间的比较，而MCMC使得贝叶斯估计稳健且简便。 （2）贝叶斯方法的原理 贝叶斯参数估计综合了似然函数和先验分布的信息，将先验信息看作似然函数的权重，这样就能更精确地定位参数的估值区域。似然函数和先验信息由贝叶斯定理联系在一起。假设p(θ|A)是模型参数θ的先验密度函数，A表示一个具体的模AA型。似然函数记作： TTLaθ|Y,A≡p(Y|θ,A) ()AA迭代似然函数： TT−1p(Y|θ,)=p(y|θ,)p(y|Y,θ,) A0A∏tAt=1对于给定的先验密度函数p(θ)和模型的似然函数p(Y|θ)，运用贝叶斯定理： TTTp(θ;Y)=p(Y|θ)×p(θ) TTTp(θ;Y)=p(θ|Y)×p(Y) 我们得到后验密度函数的表示： Tp(Y|θ)×p(θ)Tp(θ|Y)= （） Tp(Y)对于具体的模型来说，模型A的后验密度函数可以表示为： 39
华中科技大学博士学位论文 Tp(Y|θ,)p(θ|)AATTpθ|Y,=∝p(Y|θ,)p(|)≡Kθ|Y, ()()AAATp(Y|A)T其中，p(Y|A)表示模型A的边缘数据密度，对于参数矩阵θ而言，一个特定AT的模型的边缘数据密度是一个常数。后验密度核Kθ|Y,A与后验概率密度()ATpθ|Y,A成正比。 ()A上述等式是计算后验密度及各阶矩的理论基础。贝叶斯估计的基本步骤：①以T到T时刻的观察数据Y和参数θ的数值集为条件，运用Kalman滤波算法估计后验A概率分布。②求解一组参数值以最大化对数后验概率，这组参数值便是结构参数θ的A后验众数（posterior mode）。③再以后验众数为起点进行抽样，运用随机漫步Metropolis-Hastings算法生成马尔可夫链模拟模型结构参数的后验密度函数，进而得到参数后验分布的均值、中位数和置信区间等的估计值。 （3）MCMC抽样方法介绍 寻找后验分布密度函数是贝叶斯推断的重要一步： Tp(Y|θ)p(θ)Tp(θ|Y)= Tp(Y|θ)p(θ)dθ∫T这里省略了表示不同模型的标记A，因为p(Y|θ)都没有解析解，描述整个后验密度的特征几乎是不可能的。在很长一段时间里它是是贝叶斯推断的主要障碍，现今可以很方便地用MCMC（Markov Chain Monte Carlo）方法实现，贝叶斯推断的许多问题都是MCMC方法的应用。MCMC方法一个重要的性质是，维度的增加对其收敛速度几乎没有影响。Markov Chain表示从目标分布中抽样，Monte Carlo表示运用Monte Carlo方法估计积分。Monte Carlo方法估计积分f(t)dt，是把积分表示∫A成一个对某个概率密度f(t)下的期望，从而将积分问题转化成从目标概率密度中产出随机样本。 MCMC方法基本思想很简单：Markov Chain表示从目标分布中抽样，Monte Carlo表示运用Monte Carlo方法估计积分。Monte Carlo方法估计积分f(t)dt，是把积分∫A表示成一个对某个概率密度f(t)下的期望，从而将积分问题转化成从目标概率密度中产出随机样本。 T具体来讲，首先需要建立一个以后验密度p(θ|Y)为目标分布的马尔可夫链，运行该链足够长时间直至达到平稳状态，达到平稳后的马尔可夫链的值就相当于从TTp(θ|Y)中抽取样本，通过马尔可夫链的经验分布近似p(θ|Y)。最估，根据遍历定 40
华中科技大学博士学位论文 理对积分进行估计。 MCMC方法的精髓在于构造合适的马尔可夫链。MH算法是一种常用的构造马尔可夫链的方法，通常包括四种抽样方法：Metropolis抽样、Gibbs抽样、独立抽样、**随机漫步抽样。以MH算法为例，首先赋予参数θ一个新值，假设为θ，判断新值θiii*Tp(θ|Y)i是否增加了后验密度，令R=。然后从均匀分布中抽取一个随机数Tp(θ|Y)i−1*u~U(0,1)，若u≤R，接受抽样θ=θ，否则，θ=θ。如果接受了新的样本值，iiiiii−1*Tp(θ|Y)i接受率则为min[1,]，即如果增加了后验概率，以概率1接受该抽样；否则，Tp(θ|Y)i−1以小于1的概率接受。以这样一种方式，通常我们朝着后验更高的区域内寻找，但是也以一定的概率往低的区域搜寻，这样可以避免陷入局部最大化。 *这里以随机漫步抽样为例，θ=θ+κ，增量κ从标准正态分布中产生，ii−1iiκ~N(0,Σ)，Σ是规模矩阵（scaling matrix）。因为随机漫步抽样法生成的马尔可iκκ夫链的收敛性对Σ敏感，若增量κ方差太大，大部分的候选点会被拒绝，此时算法κi效率很低；但如果方差太小，大部分的候选点会被接受，此时马尔可夫链几乎是随机游走，需要迭代很多次才会收敛。这里通过选择Σ得到一个合适的接受率，以（, κ）较为适宜。 在进行了足够多次的迭代后，我们完成执行贝叶斯推断：依据对后验分布的一个经验近似，得到均值、标准差和其它感兴趣的目标函数。以参数的后验均值为例，m1ˆ依据大数定理，当样本之间独立且样本量趋于无穷时，θ=θ。 ∑imi=1（4）基于边缘数据密度的模型比较 贝叶斯推断的模型比较是基于不同模型的边缘数据密度(marginal data density)，也即前面提到的后验密度核。假设有k=1,...,m个模型，第k个模型的边缘数据密度TTT可表示为：w(Y)=p(Y,θ)dp(Y|θ)p(θ)d，如果假设每种kkkkkk∫∫ΘΘkk模型有相同的先验概率，模型A和模型B的后验机会比（posterior odd ratio）为w/w，从直观判断，边缘数据密度大的模型更具优越性。本文报告的边缘数据密AB度同样基于MH算法抽样，根据Geweke（1999）提出的修正调和均值估计（harmonic mean estimator）作为其近似。 41
华中科技大学博士学位论文 本章小结 本章主要介绍了运用DSGE模型分析框架所需的基本工具，包括模型构建、模型求解、参数估计。家庭、厂商和政府部门是DSGE模型的三大基本要素。除了少数简单模型能够手工求解，模型求解一般需要借助计算机数值求解，扰动法是能够兼顾精确度和效率的常用解法。贝叶斯估计是目前流行的参数估计方法，相比极大似然法，贝叶斯参数估计具有稳健和效率的优点，而且也适用于小样本数据。本文后3章的实证综合运用了校准、极大似然和贝叶斯估计三种方法。此外，脉冲响应分析、预测误差方差分解、历史分解、反事实仿真、政策前沿曲线图也常运用到DSGE模型，作者将在随后的实证分析给予相关方法介绍。 42
华中科技大学博士学位论文 3 动态通货膨胀目标与中国经济波动 第2章介绍的DSGE建模方法为本文的实证分析做好了铺垫。本章及之后的第4章和第5章通过构造结构化的新凯恩斯动态随机一般均衡（DSGE）模型，结合中国的季度经济数据对我国宏观经济波动进行实证分析，这3章的实证研究构成了本篇论文的主体部分。本篇论文基于新凯恩斯理论DSGE模型，包含了新凯斯理论的“价格粘性”和“垄断竞争”两大基本要素，这两大要素构成了货币政策影响实体经济的核心。此外，结合我国利率尚处于市场化进程中的国情，本文将货币政策规则假设为货币供应量规则，这与西方国家普遍采用利率规则的货币政策有很大差别。本文对货币政策与中国经济波动关系的探讨，由浅及深地挖掘出中国宏观经济波动的深层原因，并针对上述原因，对如何有效地制定货币政策用以熨平宏观经济波动给出政策建议。 第3章构建了一个简单的小型一般均衡模型，将一个动态的通胀目标引入通常的货币供应量规则，通过Kalman滤波极大似然参数估计，检验我国通货膨胀目标是否具有动态内生的特征，然后采用脉冲响应分析货币政策等其它外生冲击的传导途径，最后运用货币政策的反事实仿真分析研究通货膨胀目标对我国经济波动的影响及其政策意义。本章的结构安排如下：节介绍了相关的研究背景以及国内研究现状；节介绍了模型的各个组成部分；节包括参数估计及模拟二阶矩与实际数据的比较，并以脉冲响应分析外生冲击的传导机制；节是关于外生冲击和货币政策的反事实仿真分析；节为本章小结。 引言 上世纪九十年代初，中国人民银行货币政策的最终目标明确为“保持货币币值的稳定，并以此促进经济增长”，维持币值稳定、预防通货膨胀成为了货币当局的首要目标。在具体的货币政策实施过程中，由于社会经济发展和解决国计民生的迫切需要，“保增长”也是货币政策的重要目标，中央银行常常面临着经济增长与通货膨胀的两难抉择。经济学者一般认为我国现阶段的货币政策还无法实行完全的通货膨胀目标制，或者说为了经济增长还不能把通货膨胀稳定在较小的波动范围内。尽管如此，我国的货币当局在制定货币政策时是否会根据经济形势的判断动态地调整通货膨胀目标呢？如果存在动态的通胀目标，它又会对中国经济波动产生怎样的影响呢？ 43
华中科技大学博士学位论文 为了回答这样的问题，需要建立分析我国货币政策与经济波动的动态一般随机均衡模型（DSGE）。在真实商业周期模型（RBC）框架中，货币政策对实际宏观经济变量并不产生影响，即货币政策是中性的。但大量的经验实证表明货币政策并非是中性的，因此新凯恩斯货币经济模型引入了两个关键的内核：垄断竞争和价格刚性，通过代表性家庭和厂商的动态最优决策行为得到刻画经济变量之间动态均衡关系的总供给模块和总需求模块，然后加入政策操作目标对经济变量响应规则的货币政策模块，从而构成货币政策分析的DSGE模型。DSGE模型的优越性在于它完全是结构化模型，结构深度参数（structural deep parameters）不会随政策体制的变化而改变，因而可以较为令人信服地用于反事实的货币政策分析（counterfactual simulation）。近几年，国内学者已经运用RBC模型研究中国经济波动问题。例如，杜清源和龚六堂（2005）在RBC模型中引入“金融加速器”分析金融信贷市场中存在的信息不对称对经济波动所造成的影响；陈昆亭和龚六堂（2006）通过引入内生货币机制，模拟出了比基本RBC模型更接近中国经济的周期特征；黄赜琳（2006）构建了包含可分劳动的RBC模型，从供给角度考察了技术冲击对中国经济波动的影响，研究的重点在经济波动的供给冲击动因。由于RBC模型框架局限性，上述文献没有也不可能分析研究货币政策对中国经济波动的影响。目前，中国的经济学者开始试图构建分析我国货币经济周期的新凯恩斯DSGE模型。例如，李春吉和孟晓宏（2006）构建了包含货币政策的DSGE模型来研究中国经济波动问题，发现消费偏好冲击、投资效率冲击、技术冲击、名义货币供给增长冲击和政府支出冲击都对经济波动产生显著的影响，但技术冲击不如在RBC模型中对产出波动的影响大；许伟和陈斌开（2009）构造了一个包含银行部门的模型，发现产出的波动主要是由技术冲击导致的，而通货膨胀波动的大部分可由货币政策冲击解释。但是，这些文献研究的重点在DSGE的总供给和总需求模块，而对货币政策模块直接假设为利率规则或简单货币供应规则。假设我国中央银行按照与美国联邦储备银行相似的Taylor利率规则执行货币政策值得商榷，如谢平和罗雄（2002）对我国货币政策Taylor利率规则的实证研究时发现利率对通货膨胀的反应系数小于1，因此把利率规则引入DSGE模型将产生所谓的非决定性均衡（indeterminacy equilibrium）问题。从这个角度看，采用利率规则刻画我国的货币政策并不一定适用。我国中央银行从上世纪90年代中期开始定期公布货币供应量指标和货币供应量目标，采用货币供应量规则应该更能反映我国货币政策的实际，但历史上央行的货币供应量目标与实际的执行情况往往存在显著的差异，一方面这个差异可能部分是货币政策外生冲击的结果，另一方面考虑到我国货币政策很大程度上是根据对经济形势（或外生冲击）灵活机动 44
华中科技大学博士学位论文 地调整货币供应量，具有“相机抉择”的特征，这个差异也可能包含有系统性的内生成份，因而采用文献中通常的简单货币供应量规则也不一定适用，在构建分析我国货币政策的DSGE模型时有必要在货币政策模块中纳入“相机抉择”的特征。 为此，本章将一个动态的通胀目标引入通常的货币供应量规则，通货膨胀目标在模型中是不可观察的宏观经济变量，假设中央银行在调控货币供应量时对实际通货膨胀与通货膨胀目标的偏离做出反应，从而使得货币供应量中存在内生的成份，假设通货膨胀目标具有持久性，同时通货膨胀目标还对外生冲击做出反应。由于本章研究的重点在动态通胀目标及其对我国经济波动的影响，DSGE的总供给和总需求模块的外生冲击中分别只考虑了生产率冲击和消费需求冲击，货币政策模块中则包含了货币供给冲击和通货膨胀目标冲击。 基本假设与模型 本章的基本框架是Ireland（2004）模型的扩展，与之不同的是在厂商的生产函数中同时考虑了资本和劳动两种生产要素，借鉴了Woodford（2005）中厂商资本自我积累(self-finance)的思想，假设资本是内生的，代表性家庭向厂商提供劳动这一种生产要素并取得工资报酬，代表性家庭持有的金融资产包括现金和债券，模型中仅考虑价格刚性而没有考虑工资刚性。文献中引入价格刚性有两种方法：一是Calvo（1983）的方法，假设中间产品生产商在得到价格调整“信号”时才能最优地决定新的价格水平，Bernanke et al.（1999），Smets et al.（2003），Christiano et al.（2005），Woodford（2003, 2005），Gali（2007, 2008）等的研究文献都采用了这种方法；二是Rotemberg（1982）的方法，假设厂商在每期的最优价格调整中存在调整成本。如同Ireland（2004），本章采用Rotemberg（1982）的方法引入价格刚性。为了重点分析货币政策，本章还假设财政政策是Ricardian中性的，因而在模型中忽略了财政政策的作用。本章的DSGE模型由代表性家庭、厂商及中央银行三部门组成。 代表性家庭 假设经济中存在无穷同质且无限寿命的代表性家庭，假定该代表性家庭从消费商品和持有货币中获得正效用，在提供劳动时获得负的效用。效用函数定义在代表性家庭的消费、劳动和实际货币余额基础上，为便于分析假设效用函数是可分的。 代表性家庭的决策问题是在他的预算约束条件下，选择自己的消费、劳动供给和实际货币余额的持有量来最大化效用的期望现值： ∞MttEβU(C,,N) 0∑ttPt=0t 45
华中科技大学博士学位论文 其中，0<β<1为贴现因子。代表性家庭当期财富包括上期末货币余额、债券、劳动工资、公司红利以及政府一次性转移支付，这些财富用来满足当期的消费、购买下期到期的债券和持有到下期的货币余额。因此，代表性家庭的跨期预算约束可以表示为： M+B+WN+F+T≥PC+BR+M （） t−1t−1ttttttttt其中，M为t期末货币持有量，B为家庭在t期末持有的债券数量，1R为单位ttt零息票债券的价格（假设债券均为一年期），W为名义工资，N为劳动供给。F为ttt公司红利，T为政府的一次性转移支付。 t家庭的即期效用假设为如下的可分可加形式： 1−σ1−υ1+ϕMC(M/P)NttttU(C,,N)=a+ （） tttP1−σ1−υ1+ϕt其中，C为实际消费，M/P 为实际货币余额，N为劳动供给，1/σ为消费的tttt跨期替代弹性，−1/υ为货币需求的利率弹性，1/ϕ为劳动供给弹性，a为消费需求t冲击，假设a的对数服从如下的自回归过程： talna=ρlna+ε （） tat−1ta其中，ε为消费需求的外生冲击，假设它服从均值为0、标准差为σ的正态分taa2布，即ε~N(0,σ)。 ta代表性家庭最优决策问题的一阶条件（）为： −σλ=aC （） tttλP−υt+1t(M/P)=λ−βE{} （） ttttPt+1Wϕtλ=N （） ttPt1βE(λP)tt+1t+1= （） Rλtt其中，λ为t期预算约束的拉格朗日乘子，（）式表明拉格朗日乘子等于消费t的边际效用，（）式表示真实货币余额的边际效用等于本期消费的边际效用与推迟消费的期望边际效用之差，（）式表示边际劳动生产率等于劳动收入的边际效用，（）式为基于消费的零息票债券的定价方程。由（）、（）、（）式得到： −υ(M/P)1tt=1− （） −σaCRttt 46
华中科技大学博士学位论文 厂商 假设经济中存在两种产品：最终产品和中间产品。中间产品的生产是垄断竞争的，完全竞争的最终产品生产商使用中间产品生产最终产品，最终产品可用于消费和投资。特别地，最终产品生产商使用连续统[0,1]上的中间产品Y(i)（i∈[0,1]）生t产最终产品Y，生产函数可表示为： tθ1θ−111−⎡⎤θY=(Y(i)di t⎢t⎥∫0⎣⎦其中，θ为中间产品之间的替代弹性。最终产品生产商在上式的约束条件下最大化利润 1PY−P(i)Y(i)di tttt∫0可以得到其一阶条件： P(i)−θtY(i)=()Y （） ttPt（）式即为最终产品生产商对中间产品的需求函数。由于假设最终品生产商是完全竞争的，获得的平均利润为零，因而总的价格水平可表示为： 111−θ1−θ⎡⎤P=(P(i)di tt∫⎢0⎥⎣⎦存在差异的垄断竞争中间产品生产商通过资本的自我积累和雇用家庭的劳动进行生产，假设劳动市场完全竞争，中间产品i由中间产品生产商i的生产，生产函数为： α1−αY(i)=ZK(i)N(i) （） tttt其中，K(i)为资本量，N(i)为劳动，资本和劳动的边际生产率是正的和递减的。ttZ为生产率冲击，其对数服从如下的随机过程： tzlnZ=ρlnZ+ε （） tzt−1tz其中，ε为生产率的外生冲击，假设它服从均值为0、标准差为σ的正态分布，tzz2即ε~N(0,σ)。垄断竞争的中间产品生产商对自己的产品具有一定的定价能力，tz在P和Y给定的情况下，中间产品生产商每期可选择P(i)最大化其利润，但面临价ttt格的调整成本，假设价格的调整成本为Rotemberg（1982）的二次函数形式： φP(i)2Pt(−1)PY tt2ΠP(i)t−1t−1 47
华中科技大学博士学位论文 其中，φ是调整成本参数，Π=P/P，上式表明价格的调整幅度相对于上期pttt−1的通货膨胀越大，则厂商面临调整成本越高。二次函数形式的价格调整成本使得中间产品生产商的最优决策问题成为动态的。因为公司的利润分配给家庭，因此中间产品生产商在约束条件（）和（）式下选择N(i)、K(i)、P(i)以最大化目标ttt函数： ∞F(i)λtttΕβ 0∑Pt=0tλ/P为单位利润所带来的代表性家庭效用的增加量，F(i)为厂商在t期利润，ttt可表示为： φP(i)2PtF(i)=P(i)Y(i)−PI(i)−WN(i)−(−1)PY （） ttttttt2ΠP(i)t−1t−1其中，I(i)为厂商i在t期的投资额，K(i)为t期的资本存量，厂商的资本积累tt方程为： K(i)=I(i)+(1−δ)K(i) （） t+1tt其中，δ为资本折旧率。中间产品生产商最优决策的一阶条件为： WY(i)ttλ=(1−α)ξ （） PN()λξY(i)tt+1+1E{}=β(1−δ)+αβE{} （） λK(i)+1P(i)P(i)PξP(i)θ−θ1tttt(1−θ)()−φ(−1)+θ() PΠ()Π(i)λ−1−1−1−1tλP(i)P(i)YPt+1t+1t+1t+1t+βφE{(1)}=0 （） Pt2λΠP(i)ΠP(i)Ytttttt其中，ξ为约束条件的拉格朗日乘子。（）式表示劳动的边际生产率等于其t边际收益，（）式蕴含IS曲线，（）式为价格的动态调整方程，对数线性化后即可得动态菲利普斯曲线。 最后，社会总资源约束为： φP2PtY=C+I+(−)Y （） tttt2ΠPt−1t− 有效分配和产出缺口 为得到福利最大化的有效产出Q（Efficient Output），假设存在一个社会计划者，t在生产力约束条件下最大化代表性家庭的效用。社会计划者将所有家庭视为整体， 48
华中科技大学博士学位论文 因而不存在任何的调整成本，且效用函数中将不再包含真实货币余额。定义产出缺口为实际产出与有效产出之比，即Y/Q。社会计划者的动态优化问题为： tt1−σ*1+ϕ∞C(N)tttmaxE{β[a−]} 0∑t**∞{Q,N,K}=01−σ1+ϕttttt=0*α*1−α. Z(K)(N)≥Q （） tttt** Q=C+[K−(1−δ)K] ttt+1t相应的一阶条件为： *NQQϕ+1tt+t+1()=(1−δ)β+αβ （） *NQKttt**−σ*ϕ+1(1−α)a(Q−K(1−δ)K)Q=(N) （） ttt+ 中央银行 假设中央银行采用如下内生的货币供应量规则： *lnM=(1−ρ)lnM+ρlnM+φ(lnΠ−lnΠ) tmmt−1πttm+φ(lnY−lnY)+(lnY−lnQ)+ε （） ytt−1qttt*其中，ρ是货币供应量的持久性参数，(lnΠ−lnΠ)为通货膨胀对其目标值的mtt偏离，称为通胀缺口，φ是货币供应量对通胀缺口的反应系数；(lnY−lnY)为产πtt−1出增长率，φ为货币供应量对产出增长率的反应系数；(lnY−lnQ)为产出缺口，φyttq为货币供应量对产出缺口的反应系数。对于逆经济周期的货币政策而言，φ<0即通π胀过高时紧缩货币供应，φ<0即在经济增长速度过快时适当紧缩货币供应量，保证y经济持续平稳增长，φ<0即实际产出超过其潜在水平时，紧缩货币防止经济增长过qm快。ε为货币供应量增长的外生冲击，假设服从均值为0、标准差为σ的正态分布，tmm2**即ε~N(0,σ)。Π为通货膨胀目标，假设Π的对数服从如下过程： tmtt**zaπlnΠ=(1−ρ)lnΠ+ρlnΠ+φε+φε+ε （） **−1tππ**ππ其中，ε为通货膨胀目标的外生冲击，假设ε服从均值为0、标准差为σ的*ttπ*π2正态分布，即ε~Ν(0,σ)。 *tπ由于中央银行面临着经济增长与稳定物价的取舍，还无法实行完全的通货膨胀目标制，但中央银行在制定货币政策时会确定一个通货膨胀目标，并且通货膨胀目*标存在惯性，惯性系数ρ∈(0,1)，Π为长期通胀目标。考虑到我国货币政策的“相π机抉择”特征，通胀目标方程中还引入了对生产率冲击和消费需求冲击的反应，反应 49
华中科技大学博士学位论文 系数分别为φ和φ，这在某种程度上刻画了中央银行基于经济形势的判断而对通胀za目标的调整。由于正的生产率冲击会导致产出的增加以及通货膨胀的下降，若中央银行对生产率冲击采取顺周期的货币政策会通过调高通胀目标来增大货币的供应量，即φ>0；而消费需求冲击引起通货膨胀的上升，若中央银行对消费需求冲击采z取逆周期的货币政策会通过调低通胀目标来减少货币的供应量，即φ<0。当然，中a央银行没有公布，消费者和厂商也不可能直接观察到通胀目标，在模型中它是不可观察的变量。 由于（）式的通胀目标存在对经济冲击的反应，我们称之为动态内生的通胀目标。它包含两种特殊情形，一种情形是中央银行对生产率冲击和消费需求冲击的反应系数均为零，通胀目标仅受政策性外生冲击的影响围绕长期通胀目标波动，称此种情形为动态外生的通胀目标；另一种情形是除了惯性系数和反应系数均为零外，*π还不存在通货膨胀目标的外生冲击（ε恒为零），此时通胀目标为常数，称此种情t形为长期稳定的通胀目标。在节模型结构深度参数的校准和估计的基础上，将在节进行反事实仿真分析，分别研究不同的通胀目标制对经济波动的影响。 最后，由中央银行的货币供应量M和物价总水平P可得到实际货币余额m： tttMtm= （） 均衡 在对称性均衡条件下，P(i)=P，Y(i)=Y，K(i)=K，N(i)=N，F(i)=F;ttttttttt债券市场出清，B=B；在政府预算约束平衡下，政府的转移支付等于政府发行货tt−1αβθ−1币获得的收入，即T=M−M；稳态均衡时，K=Y，I=δK，ttt−11−β(1−δ)θR=1β，Π=1。 由（）、（）、（）、（）、（）、（）及（）～（）构成本章的DSGE模型，它包含15个变量和15个方程。对这15个方程进行对数线性化的一阶逼近，不带下脚标的大写字母表示变量稳态值，如Y表示产出Y在零通胀的稳态tˆˆ值，变量上的“^”表示该变量对其稳态的偏离，如Y=ln(Y/Y)，R=ln(R/R)，ttttˆˆM=ln(M/M)，mˆ=ln(m/m)，ˆa=lna，Z=lnZ等。模型经过对数线性化后得tttttttt到如下的（）～（）式： aˆˆa=ρ+ε （） tat−1t 50
华中科技大学博士学位论文 ˆˆˆˆR=−ρˆ(1)−σ(C−E{C})+E{Π} （）tatttt+1tt+1σβ1ˆˆm=C−R−a （） ttttυυ(1−β)υˆˆˆˆY=Z+αK+(1−α)N （） ttttzˆˆZ=ρZ+ε （） tzt−1t1ˆˆˆI=[K−(1−δ)K] （） tt+1tδˆˆˆσC=−ρβ−ˆ[1(1δ)]a+σβ(1−δ)E{C}−[1−β(1−δ)]E{(1+ϕ)N−K} （） tattttt+1tβ11−θˆˆˆˆˆˆΠ=EΠ+Π−+ϕ−Y−ˆ{}[(1)a+σC] （） ttt+1t−1tttt1+βφ(+β)Pαβδθ−αβδθ−1ˆY=(1−)C+I （） t1−β(1−δ)θ1−β(1−δ)θ**ˆˆˆˆQ=Z+αK+(1−α)N （） tttt***ˆˆˆ(ϕ+1)E{N−N}=Q−(1−)βE{Q}−[1−(1−)β]E{K} （） ttt+1ttttt+1σ[1−β(1−δ)]σαβ*ˆˆˆa+(1−)+{} +11−β(1−δ)−αβδ1−β(1−δ)−αβδσαβ(1−δ)**ˆˆK=(1+ϕ)N （） tt1−β(1−δ)−αβδ*mˆˆˆˆˆˆˆˆM=ρM+φ(Π−Π)+φ(Y−Y)+φ(Y−Q)+ε （） tmtπttytt−qttt**zaπˆˆΠ=ρΠ+φε+φε+ε （） *tt−1tttπˆˆˆmˆ−mˆ=M−M−Π （） tt−1tt−1t上述的（）～（）式构成了DSGE模型的对数线性化版本，对数线性化**ˆˆˆˆˆˆˆˆˆˆˆˆ后的模型共包含Y、C、K、I、R、mˆ、N、M、Π、Q、K、N、ˆa、Ztttttttttttttt*ˆ及Π共15个模型变量。其中，（）和（）式构成总需求模块，（）～（）t式构成总供给模块，（）和（）式构成货币政策模块，整个系统便组成了一个典型的新凯恩斯货币政策分析模型。 模型参数估计与分析 模型的估计方法 由于在模型的参数估计时只有部分内生变量是可观察的，我们不能获得所有内生变量的观察值，本章采用了基于Kalman滤波的极大似然函数方法，估计DSGE模型 51
华中科技大学博士学位论文 对数线性化版本的结构深度参数。基本步骤为：运用Blanchard and Kahn（1980）或Klein（2000）方法求解对数线性化的理性预期方程，把模型的解表示成状态空间形式；建立刻画可观察变量与状态内生变量之间关系的测量方程，采用Hamilton（1994）给出的状态空间Kalman滤波方法得到参数的极大似然估计；最后，使用Kalman滤波的光滑算法（Kalman smoothing），得到不可观察内生变量和外生冲击的光滑估计。本章的DSGE模型包含15个变量和4个外生冲击变量，为避免模型估计中的奇异性问题，选择的可观测变量个数应与外部冲击的个数相等，考虑到数据的可得性，参数估计时选择产出、消费、通货膨胀和货币供应量作为可观察变量，其余变量作为不可观察变量。 具体地，将（）～（）式表示成矩阵形式的理性预期差分方程组： AE[X]=BX+Cζ tt+1tt***ˆˆˆˆˆˆˆˆˆˆˆˆˆ其中，X=YCKˆ[IRmNMΠQKN]'，ˆζ=[aZΠ]'，tttttttttttttttttA、B和C为依赖于结构参数的矩阵，E[⋅]是条件期望运算。求解模型得到不包含t期望运算的差分方程组，可写成如下的状态空间形式： s=Γs+Ωε （） tt−1tf=Us （） ttazmπ其中，s为模型的状态变量，f为模型的观察变量，ε=[εεεε]'，矩ttttttt阵Γ和Ω依赖于模型的结构参数，而U与可观察状态变量的选取有关，由此得到了Kalman滤波算法标准的状态空间模型。基于Kalman滤波的极大似然方法，不仅可以得到结构参数的估计，作为滤波算法的“副产品”还可得到我们关心的不可观察变量（特别是动态通胀目标和四个外生冲击）的光滑估计。本章运用工具箱，在环境中编程完成下文的模型参数估计、理论模型的仿真及货币政策的反事实仿真分析。 数据处理 研究经济波动的文献一般选用季度数据，因为年度数据去掉了很多周期波动的信息而不适合用于分析经济波动问题。虽然季度数据存在季节因素，但BP滤波（Band-Pass Filter）方法能方便地解决这一问题。本章选用了1992：Q1—2009：Q1的季度数据，并用Baxter and King（1999）的BP滤波方法对原始季度数据进行去趋势（Detrend）和季节性处理，数据经过BP（6，32）滤波处理，保留了周期从6到32个季度的分量，去掉了周期小于1年半的季节性分量和周期大于8年的趋势性分量。Baxter and King（1999）分析美国经济周期时也采用了BP（6，32）滤波。 52
华中科技大学博士学位论文 1050-5产出消费货币供应量通货膨胀 -101992199419961998200020022004200620082010 图 产出、消费、货币供应量和通货膨胀对稳态值偏离的百分比 数据来源：数据取自CCER数据库和中经网统计数据库。 模型中的产出、消费、通货膨胀和货币供应量分别选用实际GDP、实际社会消费品零售总量、消费者物价指数CPI及广义货币供应量M2。数据取自CCER数据库和中经网统计数据库，1996年前缺失的CPI数据由谢安(1998)文中提供的数据补齐。我国最早从1992年第1季度正式公布GDP季度数据，所以全部的数据都从1992年第1季度开始。因为模型变量需要季度数据而得到的原始数据只有月度环比CPI，作①者根据月度环比CPI与季度环比CPI的关系推算出所需的季度环比CPI。我国没有正式公布国外学者常用的GDP缩减指数（GDP deflator），本章采用定基CPI折算名义GDP和名义消费品零售总额得到相应的实际变量。对数线性化模型的可观察变量对应于产出、消费、货币供应量及通货膨胀数据取对数后进行BP（6，32）滤波再减去均值后的数值，图给出了进行相应处理过的数据乘以100后（近似等于对稳态偏离的百分比）的波动情况。 参数估计结果 由于数据的限制，本章选用的4个可观察变量无法识别所有的模型参数，因此参数估计前校准部分参数。设劳动供给弹性为1，即ϕ=1；稳态时利率和主观贴现因子的均衡关系为R=1β，稳态利率R−1用我国7天同业拆借年利率的均值近似（约为%），除以4后得到季度利率，β校准为。根据经验估计，参照劳动者 ① 具体的计算方法是由原始数据的月度环比CPI计算得到月度定基CPI，再由月度定基CPI得到季度定基CPI，最后由季度定基CPI得到季度环比CPI，定基指数取1991Q4为基期。 53
华中科技大学博士学位论文 报酬占国内生产总值的比重，我们取生产函数中资本的产出弹性（即资本份额）α值为1/2，在国外的文献中取值常在2/3左右，但是中国劳动力资源相对丰富，资本相对稀缺，我国劳动的产出弹性要比2/3小；参考龚六堂和谢丹阳（2004）及陈昆亭和龚六堂（2004，2006），资本折旧率δ取，相应的年度资本折旧率为10%；我国消费占产出比的长期均值为，利用稳态C/Y与参数值的关系，需求的价格弹性θ校准为6，相应地稳态时厂商的价格加成比例为；参考Ireland（2004），厂商价格调整成本的参数φ取10。校准的参数值如表所示。 p表 校准参数值 ϕ φ参数β δ α θ P校准值 6 1 10 为了检验我国通货膨胀目标的动态内生性，表给出了两组模型参数估计，第一组是无约束的动态内生通胀目标的参数估计；第二组为受约束的动态外生的通胀目标模型的参数估计，参数约束为φ=0，φ=0。 za在无约束的动态内生通胀目标模型的参数估计中，φ的估计值为，但标z准差为，在通常的显著性水平上均不显著异于0，φ的估计值为，标a准差为，在1％的显著性水平上显著异于0，约束和非约束模型的似然比统计量为，在1%的显著性水平上拒绝外生通胀目标的假设，虽然通胀目标对生产率冲击的反应不显著，但似然比检验支持了我国的货币政策存在一个动态内生通胀目标的假设。通胀目标对降低通货膨胀的生产率冲击有正向的反应，而对增加产出的消费需求冲击有负向的反应，这表明中央银行对生产率冲击采取了顺周期的货币政策，而对消费需求冲击采取了逆周期的货币政策。σ的估计值为，消费者的跨期替代弹性为（1/σ）；υ的估计值为，表明货币需求的利率弹性为（1/υ）。φ、φ和φ三个系数的估计值均为负数，表明我国的货币供应量的调控是πyq为了实际产出在其有效产出水平上的持续平稳地增长，并使实际通货膨胀在其目标值的附近波动。四个外生冲击ρ、ρ、ρ和ρ的估计值都在以上，说明生产*zamπ率冲击和消费需求冲击具有很强的持久性，货币政策冲击具有很强的惯性。 54
华中科技大学博士学位论文 表 基于Kalman滤波的极大似然估计 无约束的内生通胀目标模型 受约束的外生通胀目标模型 参数 估计值 标准差 估计值 标准差 σ υ φ π φ φ φ —— —— φ —— —— ρ ρ ρ ρ *π σ σ σ σ *π 似然函数值 L== 外生冲击和通货膨胀目标的光滑估计 图给出了模型四个外生冲击的光滑估计。从图形中可以看出，四个冲击的历史光滑估计值与我国同期的经济发展较为吻合。从1992年开始到1995年的高通货膨胀是由于不断下降的生产率冲击和不断上升的消费需求冲击以及不断上升的通胀目标冲击共同作用的结果，而2008年下半年中国经济的下滑也主要是由于生产率冲击和消费需求冲击的急速下降。为阻滞经济的下滑，中央银行对消费需求冲击采取了逆周期反应，并且超过了其对生产率冲击的顺周期反应力度，表现为宽松的货币政策，货币供给冲击由下降变为上升。 55
华中科技大学博士学位论文 生产率冲击消费需求冲击货币供给冲击通胀目标冲击图 外生冲击的光滑估计 5通胀目标的光滑估计值4通货膨胀的历史实际值3210-1-2 -31992199419961998200020022004200620082010图 通货膨胀目标与实际通货膨胀 图给出了动态内生通胀目标的历史光滑估计和通货膨胀的历史实际值。从图中可以看出，由于内生性通货膨胀目标对生产率冲击和消费需求冲击做出了反应，通胀目标的波动性比较大，这是通胀目标作为货币政策的结果。通货膨胀的变动趋势和通胀目标比较一致，但实际通货膨胀的波动要小于通货膨胀目标，原因在于通货膨胀受通胀目标调整影响，通货膨胀目标的动态调整对稳定通货膨胀的起到了一定的作用（下文对此将作进一步的分析）。 56
华中科技大学博士学位论文 理论模型与历史数据的比较分析 本节从理论模型与历史数据的自相关系数与标准差的比较来看DSGE模型能否在某种程度上刻画实际数据，为此我们对理论模型的内生变量仿真了时间序列为150期的10000个样本，然后计算10000个样本的自相关系数和标准差的均值。图给出了理论模型仿真与实际数据的1-10阶的自相关系数，实际数据的自相关系数均为BP滤波处理后计算得出的。从自相关图中可以看出，总体上看模型对实际数据的自相关系数拟合较好，对产出和消费的自相关系数拟合得最好，而对通货膨胀与货币供应量自相关系数的拟合有一定的差距。从表中可以看出，模型仿真数据的标准差与实际历史数据较为一致，表明理论模型在一定程度上能够刻画我国经济波动的情况。 11实际数据模拟数据-1-102468100246810产出消费 通货膨胀M2图 理论模型与历史数据的自相关系数比较 表 实际与估计模型变量的标准差比较 产出 通货膨胀 消费 M2 实际数据 模型仿真 模型的脉冲响应分析 本文构造的具有微观基础的结构化DSGE模型求解后可类似一个SVAR模型，因而可以避免VAR模型受研究者的主观判断决定变量的排序，无法得到唯一的方差分解及脉冲反应函数的问题。 57
华中科技大学博士学位论文 本章模型包含四个外生冲击，分别为消费需求冲击、生产率冲击、货币供给冲击及通胀目标冲击。下文分别分析在正的一个标准差的外生冲击下产出、产出缺口、消费、劳动、货币供应量M2、通货膨胀、通胀目标、真实货币余额、利率及投资10个内生变量从0到40期的脉冲响应，在下文的脉冲响应的图形中，纵坐标都乘以了100，表示一个标准差的冲击下带来的内生变量对其稳态值偏离的百分比。 图给出了消费需求冲击下的脉冲响应，在正的消费需求冲击下，产出、产出缺口、消费、就业及通货膨胀都有不同程度的增长，有效产出的增长使得产出缺口的增长略低于产出的增长幅度。正的需求冲击导致内生性通胀目标的下调，形成一个正的通货膨胀缺口。由（）式货币供应量规则，通货膨胀缺口和产出缺口的增大使得中央银行减少货币供应量，故M2增幅做出负的响应。真实货币余额因为通货膨胀上升导致比M2有更大的降幅。同时，利率下降引导投资增加。消费需求冲击对消费、货币供应量与通货膨胀目标的影响有很强的持久性，而对其它变量的影响相对较为短暂。 对于生产率冲击，从图可以看出正的生产率冲击带来产出和消费的持续增长，投资增加，并伴随通胀的下降，劳动投入的下降。由于有效产出比实际产出增长的响应更大，尽管产出增加，产出缺口却下降了。正的生产率冲击带来内生通货膨胀目标的上调及通货膨胀缺口和产出缺口的下降，货币供应量规则下导致货币供应量正的响应，故M2的响应是上升的。由于通货膨胀的负向响应，真实货币余额比M2响应幅度更大。真实货币余额增加导致利率的下降及投资的增加，资本对劳动的替代作用降低了厂商对劳动的需求，短期里降低了就业水平。特别值得一提的是，虽然消费需求冲击也会导致有效产出的增长，但因为产出增长幅度更大，产出缺口和产出都增加；与消费需求冲击不同，在生产率冲击下产出增长，但由于有效产出的增长，产出缺口却下降。 -1010203040010203040010203040010203040010203040产出产出缺口消费M2-3劳动-3x 10x -6010203040010203040010203040010203040010203040通货膨胀通胀目标真实货币余额投资利率图 消费需求冲击 58
华中科技大学博士学位论文 产出缺口产出消费劳动M2-3-3x 10x -82010203040010203040010203040010203040010203040通货膨胀通胀目标真实货币余额利率投资图 生产率冲击 产出产出缺口消费劳动M2-18-3x 10x -1010203040010203040010203040010203040010203040真实货币余额投资通货膨胀通胀目标利率图 货币供给冲击 产出产出缺口消费劳动M2-3x -2-2-2010203040010203040010203040010203040010203040通货膨胀通胀目标真实货币余额利率投资图 通货膨胀目标冲击 59
华中科技大学博士学位论文 对于货币供给冲击，从图可以看出在一个标准差的正的货币供给冲击下，产出、产出缺口、消费、投资、就业都会有不同程度的增长，但该冲击对产出、产出缺口、劳动、投资等实际变量的影响很短暂。货币供应量增加后，通货膨胀上升的响应使得真实货币余额的响应小于货币供应量的增幅；真实货币余额增加使利率下降导致投资增长。货币供给冲击对通胀目标影响很小，几乎可以忽略不计，而产出对货币供给冲击的脉冲响应非常短暂，由于货币供给冲击对潜在产出没有影响，所以产出和产出缺口的脉冲响应是一致的。 对于通货膨胀目标的冲击，从图可以看出一个标准差的正的通货膨胀目标冲击导致产出、产出缺口、消费、劳动、投资及通货膨胀的响应较为短暂。正的通货膨胀目标冲击使得通货膨胀上升，首先导致通货膨胀缺口的增加及货币供应量的减少，但由于通货膨胀的响应比较短暂而通胀目标具有较强的持久性，逐渐使得通货膨胀缺口减小及货币供应量的增加。由于真实货币余额下降使得利率上升，但通货膨胀的短暂上升使得实际利率反而下降，导致投资的短暂增加。 反事实仿真分析 在现实的经济环境中，我们所能观察到的经济波动是所有冲击共同作用下的结果，要分解不同冲击对经济波动的影响具有相当的难度。但是通过建立引入了随机冲击的DSGE模型，可以方便地采用反事实仿真的方法帮助我们分析各个单独的冲击对内生变量的影响。同时，由于DSGE是完全结构化的模型，在反事实仿真时可以合理地假设结构深度参数不会因为货币政策体制的不同而改变，最大限度地减弱了货币政策分析的“Lucas批判”问题，因而成为了目前宏观经济政策分析的重要工具。本节反事实仿真分析分为两个部分：一是对无约束的动态内生通胀目标模型的四个外生冲击进行反事实仿真，分别仿真经济系统仅存在一种外生冲击时四个可观察内生变量的历史演进；二是对货币政策模块中的货币供应量和通货膨胀目标进行反事实仿真，分析动态内生通胀目标对经济波动的影响。 对外生冲击的反事实仿真 对外生冲击的反事实仿真目的是考察经济系统中何种冲击是影响某一经济变量的主要因素。在上文基于Kalman滤波的极大似然估计中，作为参数估计的“副产品”得到了四个外生冲击的历史光滑估计，在反事实仿真时，我们依次“保留”其中一个冲击而“关闭”其他三个冲击，分别模拟产出、消费、通货膨胀和货币供应量并与这四个可观察变量的真实历史演进进行比较。图～图分别为只有消费需求冲击、生产率冲击、货币供应量冲击和通货膨胀目标冲击时四个可观察变量的仿真与历史演进。 60
华中科技大学博士学位论文 1010反事实仿真历史实际值5500-5-5-10 -1019921995199820012004200720101992199519982001200420072010产出消费442200-2-4-2-6-4-819921995199820012004200720101992199519982001200420072010通货膨胀M2图 仅有消费需求冲击的反事实仿真 15 10反事实仿真10历史实际值5500-5-5-10 -1019921995199820012004200720101992199519982001200420072010产出消费6442200-2-2-4-4-619921995199820012004200720101992199519982001200420072010通货膨胀M2图 仅有生产率冲击的反事实仿真 从图可以看出在仅存在消费需求冲击时，仿真的消费与历史实际消费的演进比较接近，直观地说明了消费需求冲击是造成消费波动的主要因素。仿真的通货膨胀与历史实际通货膨胀的演进的趋势较为一致，说明消费需求冲击也对通货膨胀波动产生较大的影响。图表明产出的波动主要受生产率冲击的影响。从图可出看出在仅有货币供给冲击冲击时，四个仿真变量都与实际历史演进有一定差异，货币供应量的差异反映了央行货币供应量的调控除了政策性的外生冲击以外，很大部分是根据经济形势“相机抉择”的结果。图表明通货膨胀目标冲击是造成通货膨胀波动的主要因素。结合图和图的分析，可以认为货币供应量主要是对消费需求冲击和通货膨胀目标冲击内生响应的结果，这直观地说明我国的货币政策具有较强的内生性。 61
华中科技大学博士学位论文 10 10反事实仿真历史实际值5500-5-5 -10-1019921995199820012004200720101992199519982001200420072010产出消费4322100-2-1-4-2-3-619921995199820012004200720101992199519982001200420072010通货膨胀M2图 仅有货币供给冲击的反事实仿真 1010反事实仿真历史实际值5500-5-5 -10-1019921995199820012004200720101992199519982001200420072010产出消费36422100-2-1-4-2-6-3-819921995199820012004200720101992199519982001200420072010通货膨胀M2图 仅有通胀目标冲击的反事实仿真 对货币政策的反事实仿真 本节对货币政策进行反事实仿真，仿真分析的目的是考察不同的反事实情景对经济波动的影响。反事实仿真的情景包括：1）中央银行的通货膨胀目标仅受外生政策性冲击的影响，没有对生产率冲击和消费需求冲击做出反应，中央银行采用完全外生的通货膨胀目标，此种情景的通货膨胀目标仍是动态的；2）中央银行采取长期稳定的通货膨胀目标，此种情景的通胀目标是保持不变的常数；3）中央银行采取简单的货币供应量规则，即货币供应量不对产出缺口和通货膨胀缺口做出反应，此种 62
华中科技大学博士学位论文 情景的货币供应量不受通货膨胀目标的影响；4）中央银行的通货膨胀目标对生产率冲击和消费需求冲击的反应强度增大的情景。 图给出了中央银行采取完全外生的通胀目标模型时（φ= 0，φ= 0），四个za可观察内生变量的模拟仿真与其历史演进的比较。由图形中可以看出，产出与消费的模拟仿真与其历史演进基本一致，波动性基本相同，但外生通胀目标时的通货膨胀反事实仿真比实际的通货膨胀波动性明显增大，这说明内生的通胀目标对通货膨胀的稳定起到了一定的作用。货币供应量模拟仿真的波动性是增大或减小在图形中还不能直观地判断，在下文反事实的标准差仿真中将对波动性进行比较分析。 1015510050-5-5-10反事实仿真历史实际值 -10-1519921995199820012004200720101992199519982001200420072010产出消费-10-519921995199820012004200720101992199519982001200420072010通货膨胀M2图 外生通胀目标时四个可观察变量的反事实仿真 5外生通胀目标的光滑估计4内生通胀目标的光滑估计3210-1-2 -31992199419961998200020022004200620082010图 外生通胀目标和内生通胀目标的光滑估计 63
华中科技大学博士学位论文 1510105500-5反事实仿真-5-10历史实际值 -10-1519921995199820012004200720101992199519982001200420072010产出消费1042500-2-4-5-6-10-819921995199820012004200720101992199519982001200420072010通货膨胀M2 图 固定通胀目标时的反事实仿真 图给出了中央银行采取完全外生的通胀目标时不可观察的动态外生通胀目标的光滑估计。内生通胀目标对供给冲击和需求冲击做出响应，而外生的通胀目标没有对这两种冲击做出响应，因此从图可以看出，外生通胀目标光滑估计的波动性比内生通胀目标的光滑估计波动性明显地变小。图假设中央银行采取长期稳定的通胀目标的反事实仿真，即φ= 0、φ= 0及σ= 0的常数通胀目标情景。从zaπ图中可以看出，在常数通胀目标时，货币供应量显著地减小，通货膨胀明显增大，而产出和消费只有轻微的改变。总之，对通货膨胀目标的反事实仿真分析表明，动态内生的通货膨胀目标通过对货币供应量的影响，起到了稳定通货膨胀的作用，但通货膨胀目标对产出和消费的影响较小。 下面分析作为货币政策的通货膨胀目标和货币供应量的不同反应系数对经济波动的影响，主要是对内生通货膨胀目标中的政策响应φ和φ及货币供应量规则的参za数φ、φ和φ进行反事实仿真分析。通过不断改变这5个参数值，作者做了大量的πyq仿真实验，每种情景仿真时序为150期的10000个样本，然后计算样本标准差的均值，大量的仿真结果没有发现一种情景会同时减小产出、通货膨胀和就业这3个变量的波动性，显示产出和通货膨胀的波动性呈现出一定的替代关系。表报告了一些特殊情景的反事实仿真结果。 64
华中科技大学博士学位论文 表 反事实仿真的标准差比较 A. 不同的通胀目标反应系数的仿真 响应系数 标准差 φσφ aπz产出 通货膨胀劳动 消费 M2 0 0 0 . 不同的货币供应量反应系数的仿真 响应系数 标准差 φφ φ yqπ产出 通货膨胀劳动 消费 M2 0 0 0 0 0 注：其余参数为动态内生通胀目标模型的估计值。由于本文使用的季度数据，所以表中给出是标准差为季度波动率。 如表的A栏所示， φ= 、φ= 和σ=对应于本章动态zaπ内生通胀目标的参数估计值，是反事实仿真比较经济波动性的基准情景（基准模型）。首先将通货膨胀目标的反应系数φ和φ符号反向，但保持σ参数值不变，反事实仿zaπ真发现5个内生变量的波动性都有不同程度的增大，尤其是产出、通货膨胀和劳动的波动性有较大的增加，说明通货膨胀目标对生产率冲击的正向响应和对消费需求冲击的负向响应对于稳定经济波动有积极的作用。对于完全外生的通货膨胀目标情景（φ=0，φ=0，σ=），反事实仿真发现通货膨胀的波动性比内生通胀目标zaπ模型中通货膨胀的波动性大，消费和货币供应量的波动有略微的增加，而产出和就业的波动性变小。对于通胀目标为固定常数的情景（φ=0，φ=0，σ=0），通货膨zaπ胀的波动变得很小，同时货币供应量M2波动也变小，而产出和消费的波动性变得较大，劳动的波动性略微增大。这是由于通胀目标固定时，通货膨胀受货币政策影响被限定在较小范围内波动，货币供应量也呈现较小的波动性，但小的通货膨胀波动是以较大的产出及劳动的波动为代价的。 从表的B栏可以看出，对于简单货币供应量规则的情景（φ= 0，φ= 0，φ= πyq 65
华中科技大学博士学位论文 0），货币供应量不对产出缺口、通货膨胀缺口及产出增速做出反应，反事实仿真的产出、通货膨胀、劳动和消费的波动性都变大，只有货币供应量的波动性变小，这表明内生的货币供应比完全外生的货币供应更能稳定经济运行。余下的三种情景是依次假设φ、φ及φ中的一个参数取0值、另外两个参数取基准模型的估计参数值。πyq在φ= 0而φ和φ保持不变的情景，通货膨胀标准差为，均比其他情景的标πyq准差大，这表明为了稳定通货膨胀的货币政策对通货膨胀缺口做出反应是非常关键的。对于φ= 0而φ和φ保持不变或φ= 0而φ和φ保持不变的情景，反事实仿真的yπqqπy产出波动性都比基准情景的波动性增大，这表明为了稳定产出的波动，货币政策对产出缺口和产出的增长率做出响应是非常必要的。 本章小结 本章建立了一个分析研究我国货币政策的DSGE模型，在货币政策中引入了动态内生的通货膨胀目标，研究了消费需求冲击、生产率冲击、货币供给冲击、通胀目标冲击对我国经济波动的影响。从理论模型对经济变量的基本统计特征的刻画来看，模型仿真变量的自相关系数和标准差与历史经济数据的拟合较为一致，四个不可观察的外生冲击和通货膨胀目标的光滑估计与我国的历史经济背景较为吻合，表明本章的DSGE模型对于分析研究我国的宏观经济和货币政策具有一定的适用性，主要的研究结论为： （1）虽然我国的货币政策还没有实行完全的通货膨胀目标制，但动态内生的通胀目标在一定意义上可以刻画我国中央银行潜在不可观察的政策目标，参数估计结果显示该目标对生产率冲击做出正向响应、对消费需求冲击做出负向响应，这种响应机制能够起到稳定通货膨胀的作用，但对产出和就业的稳定作用并不明显，通货膨胀目标冲击是我国通货膨胀波动的首要动因。同时，我国的货币政策具有较强的内生性，货币供应量主要是对消费需求冲击和通货膨胀目标冲击内生响应的结果，货币供应量的波动主要受这两个冲击的影响。 （2）节的脉冲响应分析表明，货币供给冲击对产出的影响非常短暂，货币供给冲击只能暂时地改变产出，但生产率冲击对产出的影响具有较强的持久性，产出的波动主要受生产率冲击的影响；消费需求冲击对消费、货币供应量与通货膨胀的影响也具有较强的持久性，而对其它变量的影响相对较为短暂，同时生产率冲击和消费需求冲击会影响与福利相关的有效产出水平。 66
华中科技大学博士学位论文 （3）从表可以看出，产出和通货膨胀的波动具有一定的替代关系，在通胀目标固定的情景，通货膨胀的波动性下降，但产出和就业的波动性增大；在完全外生的通胀目标的情景，通货膨胀的波动性变大，但产出和就业的波动变小；在完全外生的货币供应的情景，产出、通货膨胀和劳动的波动性都变大，反事实仿真分析表明我国目前的货币政策在一定程度上起到了稳定经济波动的作用。 67
华中科技大学博士学位论文 4 信用摩擦、外生冲击与中国经济波动 上一章的模型包含了标准新凯恩斯DSGE模型的核心要素，如垄断竞争、价格调整成本和货币政策模块。近期的研究表明，实际经济运行面临多种名义摩擦和实际摩擦。因此，本章在第3章所构建的一个简单的动态随机一般均衡模型的基础上，加入了工资粘性、消费习惯、投资调整成本等其它摩擦，并通过模型的边缘数据密度定量地比较上述摩擦的相对重要性。最重要的一点是，本章包含了金融市场特有的信用摩擦，研究“金融加速器”效应和“债务-紧缩”效应对货币政策以及中国经济波动的影响。此外，本章采用贝叶斯推断方法估计模型的结构参数，运用预测误差方差分解图清晰直观地呈现了外生冲击对主要宏观变量的影响力，并通过历史分解还原外生冲击对经济波动的贡献程度。 本章的结构安排如下：节引言部分简要回顾了国内外学者对金融市场摩擦的研究现状；节建立一个包含信用摩擦的DSGE模型；节给出模型结构参数的贝叶斯估计结果，并分析模型构成要素的相对重要性；节通过脉冲响应分析，研究信用摩擦对中国货币政策传导机制的影响和外生冲击对中国经济波动的作用机理；节通过模型的预测误差方差分解和历史分解，分析外生冲击对中国宏观经济波动的贡献程度；节概括了本章的主要研究结论。 引言 Fishe（r1933）在解释美国经济大萧条时首次提出了债务-紧缩理论（debt-deflation theory），为研究信用市场对经济波动的影响提供了理论基础。银行信贷的名义利率支付一般不依赖于经济状况，如果在外生冲击的作用下价格水平下降，名义债务合同的刚性将使得社会财富从企业家向家庭转移，企业家财富的减少将导致社会投资水平的下降从而引致经济的衰退，这种由于价格水平变化引起的财富在家庭和企业家之间重新分配并对经济周期波动产生影响的机制在经济周期理论中被称为“Fisher债务-紧缩效应”。但Fisher的理论没有考虑在现代信用经济中至关重要的信息非对称问题，由于银行与企业家之间的信息非对称性，银行在事后一般不能无成本地得到关于企业家不确定收益的真实信息，银行只有在企业家违约时付出高的“审核成本”后才能获取关于企业家收益的真实情况，因而银行通常面临高的违约破产成本，这就产生了所谓的“信用摩擦”问题。Bernanke and Gertler（1989）在其开创性研究中指出，信用摩擦将导致企业的外部融资升水（高的资金成本），高的外部融资升水通 68
华中科技大学博士学位论文 过影响投资进而最终影响社会产出水平。由于信用摩擦对外生冲击有加速的放大作用，Bernanke, et al.（1996）称这种作用机制为“金融加速器效应”，并在随后的研究中把这种机制引入到了分析经济波动的动态随机一般均衡框架中（DSGE），从而为研究信用摩擦等金融因素对经济波动的影响奠定了坚实的基础，如Einarsson and Marquis（2001）、Christiano，et al.（2003，2007）、De Fiore and Tristani（2009）等关于经济周期和货币政策的后续研究工作。 近年来，国内学者已开始较为系统地研究金融因素对货币政策传导机制和经济波动的影响。例如，蒋瑛琨等（2005）基于VAR模型研究信贷渠道在我国货币政策传导机制中作用，赵振全等（2007）运用门限向量自回归（TVAR）模型研究中国信贷市场与宏观经济波动的非线性关联性，发现经济中存在显著的金融加速器效应，江群、曾令华（2008）基于VAR模型描述了货币政策通过信贷供给渠道影响实际经济活动的作用机制与途径，但这些研究采用的都是简约化的宏观计量模型，缺少微观基础，在应用于经济政策分析存在卢卡斯批判的问题，也无法准确地给出债务紧缩效应和金融加速器效应在中国经济波动中的作用机理。对于具有微观基础的研究，杜清源和龚六堂（2005）借鉴了Bernanke，et al.（1999）的金融加速器原理，通过构建一般均衡模型分析了信用摩擦在经济波动中的作用，但其基本上是真实商业周期（RBC）模型框架，忽略掉了价格粘性等名义摩擦，并且假设实际债务合同，不能分析经济波动中债务-紧缩效应，更为关键的是RBC框架无法用于分析货币政策的传导机制；许伟和陈斌开（2009）构造了一个包含银行部门的动态随机一般均衡（DSGE）模型，分析了银行信贷与中国经济波动的关系；崔光灿（2006）采用简化的Bernanke, et al.（1999）模型，分析了在货币政策冲击和技术冲击的金融加速器效应，在他们模型中货币政策假设为利率规则，模型结构参数通过校准（calibration）得到。DSGE模型结构参数的校准方法在上世纪80、90年代被广泛采用，采用这种方法的主要问题是我们不能定量分析模型中外生冲击源对经济波动的贡献程度，也不能通过反事实仿真进行经济政策评价分析，因而近十年的研究文献大多采用参数校准和计量经济估计相结合的方法。 本章构建了一个以企业家为核心的DSGE模型，在Bernanke, et al.（1999）的基础上引入了信用摩擦和名义债务合同以及名义粘性等多种新凯恩斯要素，并根据需要在模型中引入了大量的外生冲击，包括货币政策冲击、金融冲击（银行的违约损失率冲击，企业收益的波动率冲击、企业生存率冲击）、供给冲击（生产率冲击、价格加成冲击和工资加成冲击）及需求冲击（消费需求冲击和货币需求冲击），假设中央银行采用内生的货币供应机制实行宏观调控，通过贝叶斯方法估计模型的结构参 69
华中科技大学博士学位论文 数，试图回答在建立的DSGE模型中哪些模型构成要素对于分析中国经济波动是相对重要的、信用摩擦对中国货币政策的传导机制会产生怎样的影响、在金融加速器效应和债务-紧缩效应共同作用下不同的外生冲击对中国经济波动的贡献程度如何等问题。 模型设定 本章DSGE模型由产品生产商、企业家、家庭及中央银行组成。与Bernanke et al.（1999）相同，假设企业家和商业银行是风险中性的，家庭是风险厌恶的。 产品生产商 产品生产商分中间品生产商和最终品生产商两种。中间品被用于生产最终品，最终品则是社会总产出，主要被用于消费和投资。处于完全竞争市场的最终产品生产商使用连续统[0,1]上的中间产品Y(i)(i∈[0,1])生产最终产品Y；除了中间产品，tt最终产品生产商没有投入其他生产要素，生产函数为： μp,t1⎡⎤1μp,t （） Y=⎢(Y(i)di⎥tt∫0⎢⎥⎣⎦其中，μ是价格加成比例，μ越大意味着中间品生产商的垄断力越强。同时p,tp,tμ是模型的供给冲击之一，将在小节介绍。最终产品生产商将在（）式的p,t1约束下最大化利润函数：PY−P(i)Y(i)di，得到其一阶条件： tttt∫0μp,t−P(i)μ−1tp,tY(i)=()Y （） tPt（）式是最终产品生产商对中间品的需求函数，P(i)是中间品Y(i)的价格，Pttt是总的价格水平，μ/(μ−1)则是中间产品之间的替代弹性。由于假设最终品生产p,tp,t商完全竞争，意味着最终品生产商获得零利润，从而求得总价格水平P： t−(μ−1)p,t1−⎡⎤1μ−1p,tP=⎢(P(i)di⎥ （） tt∫0⎣⎦中间产品Y(i)由中间产品生产商i生产，假设为标准的Cobb-Douglas形式： tα1−αY(i)=Z(uK(i))L(i) （） ttttt其中，K(i)为资本，u为可调整的资本利用率，L(i)为劳动时间。Z为外生的tttt生产率冲击，将在小节介绍。 70
华中科技大学博士学位论文 kk中间商的实际成本S(Y)=ruK+wL，其中，r为实际的资本租金率，w为实ttttttt际工资。则中间商的边际成本可以表示成mc=∂S(Y)/∂Y，在（）式的约束下，ttt中间商成本最小化意味着： uKαwttt= （） kL1−αr−αα−1kα1−αmc=α(1−α)(r)w/Z （） ttt中间商t期的利润：F(i)=(P(i)−mcP)Y(i)，中间商的优化问题也意味着其将tttt%在（）式约束下，选择P(i)最大化其利润现值： t∞⎧⎫k%F(i)=E(θ)Λ(P(i)−mcP)Y(i) ⎨⎬∑ttPt,+ktt+ktkt+k⎩k=0⎭λPλkt+kkt+k其中，贴现因子Λ=β，为单位利润所带来的效用增量，得到t,t+kλPPtt+kt+k其一阶条件： ∞⎧⎫Y(i)⎪⎪kt+k%(θ)Ε−Λ(P−μmcP)=0 （） ∑⎨⎬ptt,ktp,t+ktkt+k%P(μ−1)k=0tp,t+k⎩⎭定义通货膨胀π=P/P。为考察价格粘性对产出等的影响，假设中间商按照ttt−1Calvo（1983）调整价格，(1−θ)为能够在t期将价格调整为最优水平的厂商比例，P剩余θ比例的厂商沿用上一期的价格P。由（）式可知总价格水平： Pt−1−(μ−1)p,t1−⎡⎤μ−1μp,tp,t%P=⎢(1−θ)+θ()⎥ （） tPtPt−1⎣⎦ 企业家 与Bernanke et al.（1999）的实际债务契约不同，我们认为名义债务合同更符合竞争性银行的假设。而且名义债务合同使经济周期的风险从家庭向企业转移，这对企业家风险中性、家庭风险厌恶的假设也是有效的处理。名义债务合同假设下，家庭得到的收益不依赖于t期经济面临的各种冲击，使得Fisher（1933）的债务-紧缩效应成立。而由信用摩擦引致的金融加速器效应，关键在于理解企业家净财富的变动。模型中，企业家净财富等于上一期的财富加上本期的资本租金净收入、再加上本期折旧后的资本、减去支付给银行的借款本息。若某个冲击使资本租金率下降，企业家净财富会下降。同样，价格下降会通过增加企业家的实际债务导致企业家净财富降低，因此，无论是资本租金率还是价格水平下降，都会减少企业家净财富，继而 71
华中科技大学博士学位论文 影响投资及产出。 在t期末，企业家从资本品生产商那里购买数量为K的资本。由于资本K为t+1t+1前定变量，在t期确定，因此K的价格为Q，而资本品的名义价格Q由资本品生产t+1tt商最优投资内生决定。为了生产资本品，资本品生产商购买所需的投资I和折旧后t的资本进行生产。借鉴Christiano et al.（2003）的方法，通过投资调整成本Φ(⋅)引入实际刚性，资本的演进方程为： I(i)tK(i)=(1−δ)K(i)+[1−Φ()]I(i) （） t+1ttI(i)t−1其中，δ为资本折旧率，稳态时资本调整成本和边际调整成本均为0，即Φ(1)=Φ'(1)=0，Φ''(⋅)>0。调整成本形成一个变动的资本价格，从而引起企业家净财富的波动。从（）式可以看出，1/φ是投资关于资本价格的弹性。假设资本品I折旧后成为新资本品的转换率为1，则新旧资本品的价格相同，资本品生产商选择投资以最大化其利润： ∞⎧⎫λttmaxEβQK−Q(1−δ)K−PI []⎨0∑⎬tt+1ttttItPt=0⎩t⎭得到资本品生产商最优决策的一阶条件（q=Q/P表示资本品的实际价格）： tttIIIIIλ2tttt+1t+1t+1 q[(1−Φ()−Φ'())]−1=−βE{Φ'()()} （） +1IIIIIλt−1t−1t−1ttt假设企业家净财富为N，企业家资本运作的资本需求量QK，如果其资本动ttt+1作能力使得利润最大化所需的资本量大于其拥有净财富，则不足部分需要向银行贷款，贷款量记为B，因此， tB=QK−N （） t+1tt+1t+1kj令R表示经济中所有企业的平均回报，单个企业家j面临不同的收益冲击ω，tjkjj22①使得企业家j的收益为ωR。假定ω服从对数正态分布，ln(ω)~N(−σ,σ)，tttjjj其分布函数为F(ω)，E{ω}=1。为将全部的企业作为整体进行研究，引入ω独立tj同分布的假设，使得总量企业与单个企业的关系不依赖于单个收益冲击ω的分布。同时，为考察企业家风险对经济波动的潜在影响，假设企业家收益冲击ω的波动率σtt ①jj22 这里沿用Bernanke et al.（1999）的假设，即ω服从对数正态分布，，这种假设下，ln(ω)~N(−σ,σ)ttjjjk正好满足。由于单个企业家的收益为，只有当时，经济中所有企业家的平均回报等E{ω}=1jωRE{ω}=1tk于。 Rt 72
华中科技大学博士学位论文 j也是一个随机冲击，将在小节介绍。因为信用摩擦的存在，ω只有企业自己能观测到而银行不知道。一旦企业破产，银行只能收回部分资金。定义企业的违约阈值（即企业有能力归还银行贷款的下限）ω为： kbωRQK=RB （） t+1t+1tt+1t+1t+1bb其中，R为银行的贷款利率。当ω≥ω时，企业支付银行本息RB；当ω<ωttttttt+1k时，企业破产违约发生，企业的全部资产ωRQK归银行所有，但由于信息不对t+1t+1tt+1k称，银行需要支付ηωRQK的审核成本用以对破产企业剩余资产进行审核，那t+1t+1t+1tt+1k么，银行最终得到的数额为(1−η)ωRQK。这里η为企业的违约损失率冲击，t+1t+1t+1tt+1t将在小节介绍。因为银行风险中性，意味着银行的期望收益将等于其机会成本（银行的机会成本是无风险利率R），即满足： tωt+1bk[1−F(ω,σ)]RB(1−η)ωdF(ω,σ)RQK=RB （） tt+1ttttt+1tt+1t+1t∫t+10ωω∞t+1t+1记Θ(ω,σ)=dF(ω)，Γ(ω,σ)=dF(ω)+ωf(ω)dω。那么，企tt+1tttt+ttt∫∫∫00ωt+1业的利润份额为1−Γ(ω,σ)，银行的净利润份额为Γ(ω,σ)−ηΘ(ω,σ)。可以tt+1ttt+1tt+1tt+1t将（）式改写为： k[Γ(ω,σ)−ηΘ(ω,σ)]RQK=R(QK−N) （） tt+1tt+1tt+1tt+1tt+1t+1tt+1t+1（）式将是企业家进行最优合同设定的约束条件。 由于存在资本运作的风险及资本利用率的调整成本，企业家需要选择一个最优的资本利用率u，然后把(uK)的资本量租给中间品生产商供其生产，收取资本tt+1t+1k租金(ruK)，同时支付a(u)PK的资本利用率调整成本。所以，企业家持有t+1t+1t+1t+1t+1t+1资本的回报可表示为： kur−a(u)(1−δ)qPkt+1t+1t+1t+1t+1R= （） t+1q企业家对最优资本利用率的选择可简化为最大化持有资本的现金流： ∞⎧⎫λtktmaxEβ⎡[ur−⎤a(u)]PK （） ⎨0∑⎬ttttt⎣⎦utPt=0⎩t⎭得到企业家最优资本利用率u的一阶条件： tkr=a'(u) （） ttk稳态时，资本利用率u=1，a'(1)=r，且调整成本为零，即a(1)=0。记a''(1)/a'(1)=φ，φ>0。从（）式可以看出，1/φ表示资本利用率关于资本租金uuu 73
华中科技大学博士学位论文 率的弹性。 企业家的最优合同问题，即在（）式约束条件下选择K和ω以最大化其t+1t+1利润，构造拉格朗日函数： kkmaxE[1−Γ(ω,σ)]RQK+⎡ξ[Γ(ω,σ)−ηΘ(ω,σ)]RQK−R(QK−N⎤) {}ttt+1tt+1tt+1t+1tt+1tt+1tt+1tt+1tt+1t+1tt+1t+1⎣⎦K,ωt+1t+1得到企业家最优合同的一阶条件： ⎧⎫⎛⎞⎪⎪E1−Γ(ω,σ)ξΓ(ω,σ)−ηΘ(ω,σ （） )−1=0[][]⎨⎬ttt+1tt+⎜1tt+1tt+⎟1tt+1tRR⎝⎠⎩⎭−Γ(ω,σ)ξ[Γ(ω,σ)−ηΘ(ω,σ)]=0 （） ω,tt+1tt+1ω,tt+1tt+1ω,tt+1t其中，ξ为银行零利润约束的乘子，Γ为Γ(ω,σ)关于ω的一阶偏导，Θ为t+1ω,ttω,tΘ(ω,σ)关于ω的一阶偏导。结合（）、（）式消去ξ，可得到： tt+1kk⎧⎫Γ(ω,σ)⎛⎞RR⎪⎪ω,tt+1tt+1t+1E1−Γ(ω,σ)+Γ(ω,σ)−ηΘ(ω,σ （） )−1=0[][]⎨⎬⎜⎟tttttttttttΓ(ω,σ)−ηΘ(ω,σ)t+1ω,tt+1tt+1ω,tt+1t⎝t+1⎠⎩⎭企业家在(t+1)期的资产V可以表示为： t+1ωt+1kV=RQK−{[1−F(ω,σ)]ωωdF(ω)}RQK t+1t+1tt+1tt+1tt+1tt+1tt+1∫0ω+1kk =RQK−{[1−F(ω,σ)]ω(1−η)ωdF(ω)ηωdF(ω)}RQK（） t+1tt+1tt+1tt+1t+1tt+1tt+1tt+1∫∫00（）式的第一项为企业家持有资本的总回报，第二项为企业家在违约与不违ωt+1k约两种情形对银行的平均支付。因为{[1−F(ω,σ)]ω(1−η)ωdF(ω)}RQK正tt+1tt+1t+1tt+1tt+1∫0好是银行的期望收益，结合（）、（）式，可以将（）式改写为： ωt+1kηωdF(ω)RQKttt+1t+1∫k0V=RQK−(R(QK−N) （） t+1t+1tt+1t+1tt+1t+1QK−Ntt+1t+1ωt+1k（）式中的ηωdF(ω)RQK即为信用利差(credit spread)，即通常所ttt+1t+1∫0说的外部融资升水，它是企业的外部融资成本与内部融资成本的差额，其直接影响企业家的投资决策，并最终影响到产出。 为保证信贷约束存在的合理性，防止无限寿命的企业家经过资本积累实现完全的内部融资，假设每期有(1−γ)比例的企业被淘汰，同时新的企业进入使企业总数t不变。γ为企业家的生存率，是一随机冲击，将在小节介绍。在t期被淘汰的te厂商，他们会消费掉企业家的资产(1−γ)V，记为企业消费C。所以，全部企业的ttt净财富N=γV。 t+1t 74
华中科技大学博士学位论文 ωtkηωdF(ω)RQKtt−1tt−1t∫k0N=γ[RQK(R+)(QKN)] （） t+1ttt−1ttt−1ttQK−Nt−1ttePC=(1−γ)V （） 家庭 假设经济中存在无穷无限寿命的异质家庭（异质体现在差别劳动力的供给上），家庭的决策问题是在其预算约束条件下最大化自己一生的效用：∞MttEβU(C,,L)，0<β<1为家庭的主观贴现因子。为便于分析，假设家庭的0∑ttPt=0t即期效用为如下的可分可加形式： 1+σLtU(C,,L)=aln(C−hC)+bln(M/P)− （） ttttt−1tttP1+σ其中，h为消费习惯，h越大说明家庭越注重消费的平滑。Boldrin et al.（2001）认为，引入消费习惯能够更好地解释外部融资升水和其它信贷市场的统计特征。a和tb分别表示消费需求冲击和货币需求冲击，将在小节介绍。 t家庭当期财富包括收益率为R的银行存款D、上期末的货币M、状态依存债ttt−1券A（它保证了异质家庭会选择相同的消费、现金以及存款，但劳动市场摩擦使家t−1庭的劳动供给并不相同）、公司红利Π、劳动报酬wPL以及政府的一次性转移支付ttttX，这些财富分配给当期的消费C、在下一期到期的银行存款D和现金持有量M。ttt+1t因此，家庭的跨期预算约束可表示为： RD+M+A+Π+wPL+XDMttt−1t−1tttttt+1t≥C+ （） tP家庭将选择消费C、货币持有量M、存款D及工资W实现效用的最大化，得tttt到其一阶条件： −1−1a(C−hC)βhE{a(C−hC)}=λ （） ttttt+1tttMP−1b()−λ+βΕ{λ}=0 （） ttt+1P+11λPt+1tΕ{}=βΕ{}（） t RλP+1由（）、（）式可得到： −1b(M/P)1ttt=1−E{} （） tλR+1 75
华中科技大学博士学位论文 其中，λ为t期预算约束的拉格朗日乘子，（）式表明拉格朗日乘子等于消费t的边际效用。（）式近似于IS曲线，（）式在线性化后便是本章的货币需求方程。 差别劳动意味着劳动市场垄断竞争，家庭是工资的决定者。家庭最优工资的选择同中间商最优定价的思想一致，假设存在劳动品生产商，劳动L由劳动品生产商t按照如下的方式生产： μw,t1⎡⎤1μw,tL=⎢(L(i)dj⎥ （） tt∫0⎢⎥⎣⎦其中，L(i)是单个家庭i提供的异质劳动。μ是工资加成比例，也是模型的外tw,t生冲击之一，将在小节介绍。家庭的垄断力越强，μ越大。劳动品生产商在w,t（）式的约束条件下最大化其利润： 1Π(i)=WL−W(i)L(i)di （） tttt∫0得到如下一阶条件： μw,t−W(i)μ−1tw,tL(i)=()L （） tWt（）式即为劳动品生产商对中间劳动L(i)的需求函数。完全竞争的劳动品t最终生产商获得零平均利润，求出总的工资水平为： −(μ−1)w,t1−⎡⎤1μ−1w,tW=⎢(W(i)di⎥ （） tt∫0⎣⎦%在（）式和（）式的约束下，家庭选择最优工资W最大化其效用： t∞MktmaxΕ(βθ)[U(C,,L)] （） ∑twttPk=0t得到如下的一阶条件： ∞%UL(i)λWL(i)kt+kt+ktt+k(βθ)Ε{−(+μ}=0 （） ∑wtw,t+k%(μ−1)WPλk=0w,tktt+ktk为体现工资的粘性特质，假设家庭按照Calvo（1983）调整工资，(1−θ)为能够w在t期将工资调整为最优水平的比例，剩余θ比例的家庭沿用上一期的工资W。那wt−1么总的工资水平为： 76
华中科技大学博士学位论文 −(μ−1)1w,t1⎡⎤−(μ−1)w,t−(μ−1)w,t⎢%⎥W=1−θW+θW （） ()()twtwt−1⎣⎦ 中央银行 考虑到我国长期以来采用数量型的货币政策，并且货币供应在很大程度上内生决定，本章同样借鉴Ireland（1997）的方法，假设货币供应对通货膨胀和产出关于其稳态的偏离做出内生的反应，同时央行也外生地干预货币的供应，从而货币供应机制设定为： mln(M/M)=ρln(M/M)+φln(π/π)+φln(Y/Y)+ε （） tmt−1πtytt其中，通货膨胀为π=P/P，M、π和Y表示稳态的货币供应、通货膨胀和ttt−1m产出水平，ε是货币政策的外生冲击。 t此外，根据家庭的预算约束可推出社会总资源约束： ωQKtekt−1tY=C+C+I+a(u)K+ηωdF(ω)R （） tttttttt−1t∫0Pt即社会产出被用于家庭消费、企业消费、投资、资本利用率调整成本和企业家的违约损失。 外生冲击 模型共包含九个外生冲击，分别是违约损失率冲击η、企业家收益的波动率冲t击σ、企业家的生存率冲击γ、生产率冲击Z、价格加成冲击μ、工资加成冲击μ、tttp,tw,t消费需求冲击a和货币需求冲击b和货币政策冲击，除货币政策冲击外，假设其它tt八种外生冲击均服从AR(1)过程。因为价格加成μ>1、工资加成μ>1、审核成p,tw,t本0<η<1、企业生存率0<γ<1，经过适当的变换，令μ=1+g，μ=1+t，ttp,ttw,ttsxttη=，γ=，那么对应变量满足(0,∞)的定义域。令tt1+s1+xtty=[lnglnlnZlnalnblnslnσlnx]'，假设y服从如下的过程： tttttttttty=(E−Γ)y+Γy+ε −1E表示8×8的单位矩阵，外生冲击的持久性参数矩阵gtZabsσxΓ=diag{ρ,ρ,ρ,ρ,ρ,ρ,ρ,ρ}，随机扰动项ε=[εεεεεεεε]'，假gtZabsσxttttttttt设它们是相互独立且均值为0，标准差分别为σ、σ、σ、σ、σ、σ、σ、σgtzabsσx的白噪音。 77
华中科技大学博士学位论文 对数线性化 在对称性均衡条件下，P(i)=P，Y(i)=Y，K(i)=K，L(i)=L，Π(i)=Π；当tttttttttt政府预算约束平衡时，政府对家庭的转移支付等于其发行货币的收入，即X=M−M，信贷市场均衡则满足B=D。此外，稳态时参数满足如下关系：ttt−1ttkR(1−Γ)(Γ−ηΘ)kkkωωR=1β，π=1，I=δK，r=R−(1−δ)，a'(1)=r，=+(Γ−ηΘ)，RΓω1−γNQKΓ−ηΘΓΓ−ηΘkωωω1=c+(+δ+ηΘR)，−1=，γ=。 yyγQKN1−ΓΓ−ηΘRΓωωω除外生冲击外，本章的DSGE模型包含18个内生变量和18个方程。对这18个方程进行对数线性化的一阶逼近，经过对数线性化得到如下的（）～（）式： ˆˆˆˆY=Z+αˆ(u+K)+(1−α)L （） tttttkˆˆˆˆu+K−L=w−r （） ttttt(1−θ)(1−βθ)kPPˆπˆ=βEπˆˆˆˆ{}(μ+α+(1−α)w−Z) （） ttt+1p,ttttθP1ˆˆˆI=(K−(1−δ)K) （） tt+1tδβ11ˆˆˆˆI=E{I}I+q （） tt+1t−1t1++βφ(+β)Ikˆˆr=φ （） tutˆ⎡⎤Γ−ηΘω+Γ−ηΘσˆˆqK()()−Θηkωω+1σσtt+1ˆˆˆ （） −R−R=ˆ+−ˆ(1)qKn⎢⎥t+1t+1tt+1t+1nΓ−ηΘ⎣⎦kΓRΓΓ−ΘΓΓ−ηΘkωωωσωσˆˆˆERRωˆ {(−)−(1−Γ)[(−)(−)]tt+1t+1t+1tΓ−ηΘRΓΓ−ΘΓΓ−ΘωωωωωωωωkΓ(Γ−ηΘ)ΘΓΘRωσσωω+−Γσσˆˆ[]−[(1Γ)+]ηη}=0 （） σtt+1Γ−ΘΓ−ηΘΓ−Θωωωωωωk(1−δ)qrkˆRˆˆ+q=q+r+π （） t+1tt+1t+1tk(1−)q+r(1−δ)q+rkkγ(RR)qKγRqKγR(qK−n)kˆˆˆˆˆˆ+=+ˆ++−+ˆnπγ()Rγn t+1ttt1ttttnnkˆˆγηΘRqKΘωω+Θσσkωtσt−1ˆˆˆ−η+Rqˆ+K （） ttt−1tnΘ 78
华中科技大学博士学位论文 11βh1ˆˆˆˆλ=[a−(C−hC)]E{a−(C−hC)} （） tttt−1t+1t+1t−βhh1−hhβˆˆˆˆ(b−m)−λ=E{R} （） ttttt+11−βˆˆˆEλ−λ−πˆ{+R=0 （） tt+1tt+1t+1β11wˆˆˆˆˆ=E{wπ}wπ tt+1t+1t−1t1+ββ+β(1−βθ)(1−θ)wwˆˆwˆμˆ(σλ) （） twLttθ(1+β)(1+σμ/(μ−1))wLmˆˆˆM=ρM+φπˆ+φY+ε （） tmt−1πtyttˆˆM−Mπˆ=mˆ−mˆ （） tt−1ttt−1kˆˆηΘRKΘωω+Θσσkωtσt−1ˆˆˆˆˆˆˆY=cC+iI+ka'(1)u+(η+R+q+K+) （） tytytytttt−1tYΘqKˆˆˆˆ(q+K−b)=n−b （） t−1ttttn(1−θ)(1−βθ)eeˆˆˆˆE=βE{E}(L−E) （） ttt+1ttθe其中，n=N/P、b=B/P，分别表示企业家财富和银行信贷的实际量。（）tttttt式中，c=C/Y，k=K/Y，i=I/Y。模型中的L表示劳动时间，而本章中可观yyyt察变量是就业人数E，借鉴Smets and Wouters（2003）的做法，通过（）式把劳t动时间L和就业人数E联系起来，(1−θ)是能够将劳动时间调整为最优的厂商比例。 tte对数线性化之后的DSGE模型含有期望符号，运用Klein（2000）的方法求解，将模型的解表示成状态空间形式，然后建立刻画可观察变量与状态变量之间关系的测量方程。在完成了模型的求解之后，接下来进行模型参数估计。 模型参数估计与分析 模型的估计方法 模型参数估计较常用的两种方法是极大似然法和贝叶斯法。基于Kalman滤波算法的极大似然参数估计，变量中所有的信息都得到了应用，能够精确地刻画真实世界中的数据生成过程，而且估计过程简便易行，因此上一章采用了极大似然法估计模型参数。但是，极大似然估计也有自身缺陷，这些不足恰是贝叶斯估计相对于极大似然估计的优势：1）将先验信息作为估计的权重，可以避免估计值只是局部最大 79
华中科技大学博士学位论文 而不是全局最大。2）先验信息可以帮助识别参数。3）可方便地进行多个模型的比较。因为本章涉及到多个模型的比较问题，因而采用了贝叶斯法估计参数。 数据处理 研究经济波动的文献一般选用季度数据，因为年度数据去掉了很多周期波动的信息而不适合用于分析经济波动问题。虽然季度数据存在季节因素，但BP滤波（Band-Pass Filter）方法能方便地解决这一问题。本章选用了1992Q1—2009Q2的季①度数据，并用BP滤波对原始季度数据进行去势（detrend）和季节性处理。与Baxter and King（1999）做法相同，数据经过BP（6，32）滤波处理，保留了周期从6到32个季度的分量，去掉了周期小于一年半的季节性分量和周期大于八年的趋势性分量。 模型中的实际产出、实际消费、通货膨胀、货币供应量、实际工资、就业人数、企业家净财富（实际量）和银行贷款（实际量），分别选用实际GDP、实际社会消费品零售总量、消费者物价指数CPI、广义货币供应量M2、全部从业人员实际平均工②③资、城镇单位就业人数、实际股票市价总值，实际金融机构各项贷款余额代替。数据取自CCER数据库和中经网统计数据库，1996年前缺失的CPI数据由谢安（1998）提供的数据补齐。我国最早从1992年第1季度正式公布GDP季度数据，所以全部的数据都从1992年第1季度开始。因为价格指数的原始数据为月度环比CPI，作者④根据月度环比CPI与季度环比CPI的关系推算出季度环比CPI的数据。由于缺少GDP平减指数的数据，文中用定基CPI折算名义GDP、名义消费品零售总额、从业人员平均工资、股票市价总值、金融机构各项贷款余额得到对应变量的实际值。对数线性化模型的可观察变量对应于产出、消费、通货膨胀、货币供应量、工资、就业人数、企业家净财富及银行贷款数据取对数后进行BP（6，32）滤波再减去均值后的数值。 参数的先验分布假设与贝叶斯估计结果 ① BP滤波的处理方法具体可参考Baxter和King（1999）。 ② 本文用全部从业人员劳动报酬除以城镇单位就业人数，得到从业人员平均工资。 ③ 用沪深两市的股票市价总值作为企业家净财富的代理变量并不完全准确，因为模型中企业家并没有发行股票融资，而是通过自我积累和向银行借款的方式融资。但考虑到也没有更好的办法得到企业家净财富的度量，故而以股票市价总值作为企业家净财富的间接度量指标，Bernanke et al.（1999）以及Christiano et al.（2003）也曾采用股指作为企业家净财富的近似。 ④ 具体的计算方法是由原始数据的月度环比CPI计算得到月度定基CPI，再由月度定基CPI得到季度定基CPI，最后由季度定基CPI得到季度环比CPI，定基指数取1991Q4为基期。 80
华中科技大学博士学位论文 表 参数的先验分布与贝叶斯估计结果 先验分布 后验分布 先验 后验 后验 5% 95% 参数 分布类型 均值 标准差众数 均值 分位数分位数 标准差 θp贝塔分布 θw贝塔分布 σ L正态分布 逆伽玛分布 逆伽玛分布 贝塔分布 φ正态分布 φu正态分布 φπ正态分布 φy正态分布 σ 逆伽玛分布 η 贝塔分布 ρ g贝塔分布 ρ z贝塔分布 ρ s贝塔分布 ρ a贝塔分布 ρ b贝塔分布 ρ t贝塔分布 ρ m贝塔分布 ρ σ贝塔分布 ρ x贝塔分布 σg逆伽玛分布 σ 逆伽玛分布 σ 逆伽玛分布 σ a逆伽玛分布 σ b逆伽玛分布 σ 逆伽玛分布 σ m逆伽玛分布 σ σ逆伽玛分布 σ x逆伽玛分布 81
华中科技大学博士学位论文 受数据信息量的限制，贝叶斯方法也无法有效地估计所有的结构参数，为此在参数估计前校准了部分参数。主观贴现因子稳态时满足β=1R，稳态利率(R−1)用我国7天同业拆借年利率的均值近似（约为%），除以4后得到季度利率，因此β校准为。参照劳动者报酬占国内生产总值的比重，我们取生产函数中资本的产出弹性（即资本份额）α值为1/2，在国外的文献中取值常在2/3左右，但是我国劳动力资源相对丰富，劳动的产出弹性要比2/3小；参考陈昆亭和龚六堂（2006），资本折旧率δ取，相应的年折旧率为10%；参考Smets and Wouters（2003），厂商的劳动粘性θ为；参考Bernanke et al.（1999），企业家违约率F(ω)取。 e贝叶斯法参数估计需要知道待估参数的先验分布。关于分布类型，因为外生冲击的标准差为正数，一般假定其为逆伽玛分布；诸如消费习惯这些取值在[0,1]之间的参数，假定其为贝塔分布；对取值范围不确定的参数可以假定为正态分布。表的前3列给出了30个结构参数的先验分布信息，参数先验分布的均值和标准差主要参考了Smets and Wouters（2003），也有小部分参数借鉴了Bernanke et al.（1999）。这里，假设所有外生冲击标准差的均值为、标准差为2的逆伽玛分布，所有外生冲击持久性参数的先验均值为、标准差的贝塔分布。价格粘性参数θ和工资p粘性参数θ的取值范围为[0,1]之间，假设它们的先验分布的均值为、标准差为的贝塔分布，这意味着事前假定的价格和工资的平均调整周期为1年。对于劳动供给弹性的倒数σ，假设其先验分布均值为2、标准差为的正态分布；假设消L费习惯参数h先验分布的均值为，标准差为的贝塔分布；假设工资加成比例g和工资加成比例t的先验分布的均值为、标准差为的逆伽玛分布；假设投资弹性系数φ、资本利用率的弹性系数φ及货币政策对通货膨胀和产出的反应系数φ、Iuπφ都服从正态分布；假设企业家收益波动率σ服从均值的逆伽玛分布；银行的y违约损失率η服从均值为的贝塔分布。 表的后4列给出贝叶斯后验分布的众数和基于MH算法（抽样100000次并丢掉前50000次）的均值、5%和95%分位数及标准差。从贝叶斯估计结果来看，价格粘性参数θ后验均值为，工资粘性参数θ后验均值为，价格和工资pw的平均调整时间约为三个季度。劳动供给弹性的倒数σ后验均值为，厂商的L价格加成比例μ后验均值为（μ=1+g），工资加成比例μ的后验均值为p,tpw,（μ=1+t），消费习惯参数h的后验均值为，表明家庭消费的刚性影响w很大。1/φ表示投资关于资本价格的弹性，φ的后验均值为，说明投资对资II 82
华中科技大学博士学位论文 本价格的变动并不敏感。资本利用率关于资本租金率弹性的倒数为φ，后验均值为；企业收益的波动率σ后验均值为，与Christiano et al.（2003）的估计值相近。银行的违约损失率η的后验均值为，与先验分布的均值很接近，说明样本数据支持企业破产违约时银行损失率较高的先验假设。从外生冲击的持久性参数的估计结果来看，价格加成冲击的持续性系数ρ的后验均值最高为，而违g约损失率冲击的持续性系数ρ的后验均值最低为。 s在货币政策的货币供应机制中，内生的货币供应对通货膨胀的反应系数的后φπ验均值为、标准差为，对产出的反应系数的后验均值为、标φy准差为，说明当通货膨胀上升偏离其稳态值时，央行将收紧货币供应以控制通货膨胀，而当产出增长偏离其稳态值时，央行将适度地增加货币供应量，以满足经济系统对货币的需求；但是从其标准差的估计结果看，内生的货币供应对通货膨胀和产出的反应系数并不显著。从货币政策冲击标准差的估计结果看，后验分布σm的均值和标准差分别为和，货币政策冲击的显著性说明中国的货币供应机制中存在较强的政策干预。 模型的敏感性分析 采用贝叶斯方法估计DSGE模型的优点之一是根据后验边缘数据密度能够方便地进行模型的比较选择与模型的敏感性分析。本章构建的DSGE模型基本上囊括了目前文献中新凯恩斯宏观经济模型的重要特征，如由价格粘性和工资粘性产生的名义摩擦，由消费习惯、资本调整成本和资本使用率的调整成本引起的实际摩擦，以及由企业家收益波动及银行的违约损失导致的信用摩擦等。本节的模型参数敏感性分析的目的，在于考察这些模型构件对于分析中国经济波动的相对重要性，以便在应用和进一步扩展这类模型进行经济政策分析时抓住建立模型的关键要素。为此目的，本节在敏感性分析时依次显著地减小并固定上述模型构件参数的取值，然后依次估计其余参数的后验均值和相应的边缘数据密度，通过与基准模型的边缘数据密度相比较来判断该参数及其对应模型构件的相对重要性，对边缘数据密度的影响越大则该模型构件越重要。表依次列出了显著地减小并固定一种参数后模型的边缘数据密度与其余参数的后验均值。表2中第2列是基准模型的估计结果，第3列至第10列是模型敏感性分析的结果。 对于名义摩擦，把价格粘性参数降低到后，模型的边缘数据密度下降为θp1379，与基准模型相比降低了124，参数估计受到较大影响的有消费习惯参数h和货币供应对产出的反应系数，后验均值分别由减小为和由降低为φy 83
华中科技大学博士学位论文 ，另外在外生冲击持久性参数中，受到较大影响的是违约损失率冲击的持久性参数，后验均值从增加到了。把工资粘性参数降低到，模型的边缘ρθsw数据密度只减少了20，参数σ的后验均值由增至，即劳动供给弹性显著地L变小，工资刚性的减小也使得工资加成的后验均值降低为。通过模型的边缘λw数据密度比较可看出，价格粘性相对而言比工资粘性更为重要。 表 模型的敏感性分析 ηθφ===0.φ=σ θ= 基准 ==边缘数据密度 1503 1379 1483 1483 1354 1487 1358 1451 θ θ σ g t h φ φ φ π φ σ η ρ ρ ρ ρ ρ ρ ρ ρ σ ρ 84
华中科技大学博士学位论文 对于实际摩擦，降低消费习惯参数h到，模型的边缘数据密度减少了20，工资加成参数的后验均值由减少至，货币需求冲击、企业家收益波动率冲λf击的持久性参数ρ和ρ分别增至和。资本调整成本参数φ降低为后，bσI模型的边缘数据密度损失了约150，企业收益的波动率σ后验均值由降至，银行的违约损失率η的后验均值由增加为。资本利用率调整成本参数φ减小u为后，模型的边缘数据密度只是略微变小为1487，货币政策对产出的反应系数φ的后验均值由变为。 y对于信用摩擦，企业家收益的波动率σ减小为，模型的边缘数据密度损失了约150，受影响较大的参数有：银行的违约损失率η的后验均值从增加到，货币政策对产出的反应系数φ的后验均值由变为。将银行的违约损失率y的长期均值η减小为，模型的边缘数据密度减小了52，货币政策对产出的反应系数φ的后验均值由变为负向反应。 y从总体上看，在显著地减小并固定某个结构参数后，估计的模型边缘数据密度值都有不同程度的减小，说明在分析货币政策的DSGE模型中引入相应的模型要素对于理解中国经济的波动都具有必要性。特别地，价格粘性、资本调整成本和企业收益的波动率是最为重要的模型要素，其余四个模型要素对于基准模型的后验边缘数据密度的贡献相对要小，但也会导致边缘数据密度显著地减小，因而在本章的DSGE模型中也是不可或缺的。 信用摩擦下外生冲击的作用机理分析 本章所构建的模型包含三类外生冲击：1）货币政策冲击，即货币政策中外生的货币供应冲击；2）引致信用摩擦的金融冲击，包括银行的违约损失率冲击、企业家收益的波动率冲击、企业家的生存率冲击。3）经济系统的供给冲击，包括生产率冲击、价格加成冲击、工资加成冲击；4）经济系统的需求冲击，包括消费需求冲击和货币需求冲击；本节通过脉冲响应分析，考察信用摩擦下货币政策冲击传导机制以及存在信用摩擦时结构性外生冲击对经济波动的影响。下文给出了主要的内生变量在给定外生冲击下从0到40期的脉冲响应，图中的实线代表10万次MH抽样（丢掉了前5万次抽样）的脉冲响应后验均值，两条虚线之间的区域代表90%的置信区间，横轴为响应的时期，纵轴为变量关于其稳态值的偏离率。 85
华中科技大学博士学位论文 货币政策冲击的传导机制分析 -5-4-4-4-3x 10x 10x 10x 10x 产出通货膨胀消费投资违约阈值违约概率-5-4-3-3-4x 10x 10x 10x 10x -1-2-2020400204002040020400204002040实际工资劳动真实货币余额银行信贷企业家净财富资本价格 图 货币政策冲击 图给出了在一个标准差的正向货币供应冲击下模型内生变量的脉冲响应。可以看出，正向的货币供应冲击对经济产生了正向的刺激作用，主要的宏观经济变量都有不同程度的正向响应。其中，实际货币余额增加的幅度最大，通过流动性效应导致投资、消费、产出的增长和通货膨胀的上升，也使得实际工资和劳动就业的增加。值得注意的是，在正向的货币供应冲击下，由于通货膨胀上升的Fisher债务-紧缩效应使得家庭的实际财富向企业家转移，以及资产价格上升将使得企业家的财富增加；但是由于信用摩擦的存在，当银行信贷增加时为了保持银行的信贷意愿，银行要求提高破产违约的阈值，虽然企业家破产违约的概率增大了，但银行的平均回报却会增加，以实现盈亏平衡（在模型中银行假设为风险中性的）。由于企业家的破产违约概率的显著上升（约为1%），结果是企业家的净财富实际上出现了%的缩水，通过Bernanke的金融加速器效应，信用摩擦抑制了正向的货币供应冲击对经济的扩张作用。 金融冲击对经济波动的影响分析 图至图给出了三种金融冲击对经济波动的影响。从图可以看出，银行的违约损失率冲击使得企业家的破产违约阈值的上升和违约概率的上升，并增加了外部融资升水，导致资本收益率及企业家净财富的下降。企业家净财富下降，进一步降低了企业家的外部融资能力，企业家的资本需求下降，使资本价格下降，而资本价格下降又进一步减弱了企业家的资本需求，使投资下降，而企业家净财富进一步下降对经济产生紧缩作用，家庭消费水平减小引致价格水平的下降，而通货膨胀下降通过债务-紧缩效应使得企业家实际财富向家庭转移，投资的减小使得资本价格下降，再进一步减少了企业家财富。企业家净财富下降将进一步拉低投资水平， 86
华中科技大学博士学位论文 并导致劳动就业和实际工资的走低。银行的违约损失率冲击通过金融加速器效应和债务-紧缩效应对经济产生了紧缩的作用。 图给出了企业家收益波动率冲击的脉冲响应。企业家收益波动率增大，使资本租金率和资本价格上升，刺激投资增加，这些都带动企业家净财富的增长。企业家净财富增加后，使得投资水平上升和资本价格的上涨，进一步增加了企业家净财富。而消费价格水平上升则使家庭实际财富向企业家转移，抑制了家庭的消费需求。需要指出，虽然企业家的破产违约阈值下降，但由于收益波动率上升使得企业家的破产违约概率增加。因此，企业家收益波动率的正向冲击增加了企业家“增长期权”的机会价值，通过金融加速器效应刺激产出水平的增长，但由于实际财富向企业家转移的债务-紧缩效应抑制了家庭消费的增长，家庭消费出现了显著的负向响应。 -3-4-4-3-3x 10x 10x 10x 10x -4-5020400204002040020400204002040产出通货膨胀消费投资违约阈值违约概率-4-3-3-4-3x 10x 10x 10x 10x 实际工资劳动真实货币余额银行信贷企业家净财富资本价格 图 违约损失率冲击 -3-3-3-3x 10x 10x 10x 产出通货膨胀消费投资违约阈值违约概率-3-3-3x 10x 10x -2020400204002040020400204002040实际工资劳动真实货币余额银行信贷企业家净财富资本价格 图 企业收益波动率冲击 87
华中科技大学博士学位论文 -3-3-3x 10x 10x -5020400204002040020400204002040-3产出通货膨胀消费投资违约阈值违约概率x 10 实际工资劳动真实货币余额银行信贷企业家净财富资本价格 图 企业家生存率冲击 图给出了企业家生存率冲击的脉冲响应。由于正向的企业生存率冲击显著增加了企业家的净财富，使得破产违约阈值和违约概率都显著下降，投资需求增加导致资本价格上升和消费需求的增长导致通货膨胀的上升，使得企业家的净财富显著增加，在金融加速器效应和债务-紧缩效应的共同作用下，产出水平和劳动就业显著地上升，因此正向的企业生存率冲击对经济产生了积极的扩张性影响。 供给冲击对经济波动的影响 图给出了生产率冲击对经济波动的影响。正向的生产率冲击使得产出和投资增长，也带动了消费的持续增长；由于产出的增加，通货膨胀下降导致实际货币余额上升，虽然通货膨胀下降通过债务-紧缩效应会减小企业家的实际财富，但资本价格的上升使得企业家的净财富增加和对银行信贷需求的下降，引致违约阈值和违约概率的下降及企业家资本收益率的上升。企业家净财富的增加通过金融加速器效应进一步刺激了投资的增加和产出的增长，在金融加速器效应的作用下产出最高达到了2%和投资最高达到了近3%的增长。值得注意的是，在正向的生产率冲击下，生产率的提高并没有抑制对劳动的需求和实际工资的上升，劳动就业只是在首先出现轻微的下降，但随即就显著地上升。 图和图分别是价格加成冲击和工资加成冲击的脉冲响应，这两种冲击对经济都有紧缩性的影响。首先看图，正向的价格加成冲击意味着厂商的垄断性程度增强，由于通货膨胀和资本价格初始暂时性的上升，企业家净财富达到了2%的增加，使得违约阈值和违约概率的下降，但债务-紧缩效应并不没有完全抵消厂商垄断性增强对经济的紧缩作用。在正向的价格加成冲击下，峰值水平上投资下降了1%，产出下降了%，劳动就业下降了%。 88
华中科技大学博士学位论文 -3x -10020400204002040020400204002040通货膨胀消费投资产出违约阈值违约概率实际工资劳动真实货币余额银行信贷企业家净财富资本价格 图 生产率冲击 -3-3-3x 10x 10x -2-10020400204002040020400204002040产出通货膨胀消费投资违约阈值违约概率-3-3-3x 10x 10x -5020400204002040020400204002040实际工资劳动真实货币余额银行信贷企业家净财富资本价格 图 价格加成冲击 -3-3x 10x 产出-3通货膨胀消费投资违约阈值违约概率x -10020400204002040020400204002040实际工资劳动银行信贷企业家净财富真实货币余额资本价格 图 工资加成冲击 89
华中科技大学博士学位论文 其次看图，正向的工资加成冲击意味着劳动垄断性的增强，因而在脉冲响应中实际工资持续地增加和劳动就业显著地减少；同时，劳动市场摩擦的增加加剧了信用摩擦，引起违约阈值和违约概率的上升；虽然通货膨胀上升使得家庭的实际财富向企业家转移，但资本价格的下降使得企业家净财富减小。因此，在工资加成冲击中金融加速器效应大于债务-紧缩效应，结果是产出、投资及消费的显著减小。 需求冲击对经济波动的影响 正向的货币需求冲击意味着家庭的流动性偏好的增加，必然导致家庭消费水平的下降、真实货币余额的上升和通货膨胀的下降。从图可看出，虽然家庭偏向于持有更多的货币余额，导致银行信贷减少，在信用摩擦的作用下违约阈值和违约概率显著地下降及企业家净财富大幅地增加，说明金融加速器效应大于债务-紧缩效应；在货币需求冲击下，信用摩擦减小了信贷收缩对经济的紧缩效应，产出受到劳动和投资增加的影响并未出现负增长，因而信用摩擦缓冲了货币需求冲击对经济的紧缩影响。 图给出了消费需求冲击下的脉冲响应。消费需求冲击使消费和通货膨胀同时上升，导致实际工资下降和厂商的劳动需求增加，劳动投入带动产出增长；另外，资本价格下降及违约阈值和违约概率的上升会引起企业家实际财富的减少。同时，由于通货膨胀上升，在债务-紧缩效应的作用下，也会使家庭得实际财富向企业家转移，但企业家净财富并没有增加而是下降了，说明金融加速器效应大于债务-紧缩效应，信用摩擦减弱了消费需求冲击对经济的扩张作用。 -3-3-3-3x 10x 10x 10x 产出通货膨胀消费投资违约阈值违约概率-3-3x 10x 实际工资劳动真实货币余额企业家净财富银行信贷资本价格 图 货币需求冲击 90
华中科技大学博士学位论文 -3-3-3x 10x 10x 违约概率产出违约域值通货膨胀消费投资-3-3-3x 10x 10x -5020400204002040020400204002040实际工资劳动真实货币余额银行信贷企业家净财富资本价格 图 消费需求冲击 与不包含信用摩擦模型的比较分析 通过比较包含信用摩擦的基准模型和不包含信用摩擦模型的简单模型，可以更为清晰地发现信用摩擦对我国经济波动的影响。图给出了产出、通货膨胀、消费和投资在6个外生冲击下的脉冲响应。虽然信用摩擦引起的金融加速器效应有放大外生冲击的作用，但由名义债务合同引起的债务-紧缩效应，使得引起产出和通货膨胀同向变动的外生冲击的作用被强化，而引起产出和通货膨胀反向变化的外生冲击的作用被缓冲。两种效应的共同作用减弱了货币政策冲击的影响，放大了生产率冲击作用，部分抵消了货币需求冲击、价格加成冲击及工资加成冲击对经济的紧缩作用。 价格加成冲击工资加成冲击生产率冲击消费需求冲击货币需求冲击货币政策冲击-3-3-4-3x 10x 10x 10x 105 出-50产-10 -1-15020400204002040020400204002040-3-3-4-5-3-3x 10x 10x 10x 10x 10x 1023152100胀10515-5膨0-20货-1-1-10-5-4-5020400204002040020400204002040-3-3通-3-3-3-5x 10x 10x 10x 10x 10x 费-1-10消-5-20020400204002040020400204002040-3-3-4-3x 10x 10x 10x -51-5资-5投包含信用摩擦模型不含信用摩擦模型 图 包含信用摩擦模型与不含信用摩擦模型的脉冲比较 91
华中科技大学博士学位论文 模型的预测误差方差分解与历史分解 上文通过脉冲响应方法分析了单一的外生冲击对经济波动的影响，下面我们将通过预测误差方差分解（Variance decomposition）和历史分解(History decomposition)考察不同的外生冲击对经济波动贡献程度，目的是分析中国经济波动的主要动因，以及不同的外生冲击在经济短期和长期波动中的相对重要性。为清晰直观地看出不同外生冲击对经济变量波动的贡献程度，本节将分解结果以直方图的形式展示。 方差分解 图给出了模型8个可观察变量基于未来7个时间点（第1、4、8、12、15、30、40期）的预测误差方差分解，横轴表示预测的时期，纵轴表示不同冲击对预测误差方差贡献的百分比。 首先注意到的是，随着预测时期的延长，不同的外生冲击对所有经济变量的预测误差方差的贡献程度的变化都不大，货币政策冲击除了对货币供应量的预测误差方差达到91%以上的贡献外，对其他经济变量的预测误差方差的贡献都相当小，以至于在图中未能显示，主要的原因是估计到的货币政策冲击方差较小；另外，银行的违约损失率冲击对所有经济变量的预测误差方差的贡献都很微小。 产出的预测误差方差在短期和长期的主要影响因素是生产率冲击，其次是企业家收益波动率冲击，它们的贡献程度最高达到了76%和11%，随着预测时间增长其贡献程度逐渐减小；价格加成冲击、工资加成冲击和企业生存率冲击对产出波动在短期的影响较小，但其影响程度逐渐增大。通货膨胀的波动主要受生产率冲击、工资加成冲击、企业家收益波动率冲击的影响，它们对通货膨胀的预测误差方差的贡献分别在36%、16%和16%左右。随着预测时间延长，企业生存率的贡献逐渐增加。我国通货膨胀波动在短期和长期主要受生产率冲击的影响，其次才是工资加成冲击，这与美国的通货膨胀波动在中长期主要受工资加成冲击影响的结论有所不同（Smets and Wouters, 2007）。 消费在短期的预测误差方差主要受消费需求冲击的影响，约占97%，其次是货币需求冲击约为2%。在长期的预测误差方差中，企业生存率、工资加成、生产率冲击的作用逐渐增强，但消费需求冲击仍然是最主要的因素。银行信贷在短期主要受货币需求冲击影响最大，达到了81%，随着预测时间的推移，货币需求冲击影响略为减小，但始终是主导因素，同时价格加成、企业生存率、工资加成冲击的影响增大。在企业家净财富的预测误差方差中，企业生存率冲击的影响最大，达到了63%以上，其次是生产率冲击，27%以上，而价格加成和消费需求冲击的影响很小。实际工资在短期主要受到工资加成冲击（约46%）、生产率冲击（约36%）、价格加成冲 92
华中科技大学博士学位论文 击（约12%）的影响，但在长期主要受价格加成冲击的影响（约37%）。劳动就业受多种冲击共同作用，包括工资加成冲击（约24%）、价格加成冲击（约23%）、生产率冲击（约13%）、消费需求冲击（约12%）、企业收益波动率冲击（约12%）、企业生存率冲击（约12%）。劳动就业在短期和长期都主要受工资加成和价格加成冲击的影响，只不过价格加成冲击的作用不断增大，贡献程度最高达到了37%。 产出 通货膨胀消费银行信贷100100 100100 7575 7575 5050 50 50价格加成25 252525工资加成0 0 00生产率14812153040148 121530401481215304014812153040消费需求企业家净财富货币供应量实际工资就业100100100 100 货币需求 757575 75货币政策违约损失率5050 5050 收益波动率 2525 2525企业生存率 00 0014812153040148121530401481215304014812153040图 可观察变量的预测误差方差分解 历史分解 历史分解的目的是考察不同的外生冲击对宏观经济变量在历史上偏离其长期均值的贡献。图～图报告了模型可观察宏观经济变量的历史分解，分别为产出、通货膨胀、消费、银行信贷、企业家净财富、货币供应量和实际工资在样本期间（1992Q1—2009Q2）的9个外生冲击的历史贡献。上文在结构参数的Bayes估计过程中得到了外生冲击的光滑估计。为了剔除变量初始值的影响，我们首先把所有变量的初始值设为0，然后依次保留一个外生冲击并关掉其余冲击，模拟仿真此时经济变量的历史动态，这样就可以得到未关掉外生冲击对经济变量的历史贡献值。图中带阴影的直方图表示不同外生冲击的历史贡献值的大小，实线是所有外生冲击历史贡献值的叠加，它实际上是经BP滤波处理数据并去掉初始值对随后经济波动影响后的历史动态演进。 与预测误差方差分解的结果一致，产出的历史波动主要受生产率冲击影响，其次是价格加成冲击和工资加成冲击、以及企业生存率和企业收益波动率这两种金融冲击的影响。银行违约损失率冲击对产出的历史波动非常微弱。消费需求冲击和生产率冲击解释了消费波动的大部分，而货币政策冲击和银行的违约损失率冲击对产出、消费及通货膨胀波动的历史贡献都非常小。 93
华中科技大学博士学位论文 价格加成工资加成 生产率 消费需求货币需求0货币政策违约损失率收益波动率企业生存率 1 1994Q1 1996Q1 1998Q1 2000Q12002Q12004Q12006Q12008Q1图 产出的历史分解 价格加成工资加成生产率消费需求货币需求0货币政策违约损失率收益波动率企业生存率 1992Q1 1994Q1 1996Q1 1998Q1 2000Q12002Q12004Q12006Q12008Q1 图 通货膨胀的历史分解 价格加成 工资加成 生产率消费需求0货币需求货币政策违约损失率收益波动率企业生存率 1992Q1 1994Q1 1996Q1 1998Q1 2000Q12002Q12004Q12006Q12008Q1 图 消费的历史分解 94
华中科技大学博士学位论文 价格加成工资加成生产率0消费需求货币需求货币政策违约损失率收益波动率 企业生存率 2Q1 1994Q1 1996Q1 1998Q1 2000Q12002Q12004Q12006Q12008Q1 图 银行信贷的历史分解 1 价格加成工资加成生产率消费需求0货币需求货币政策违约损失率收益波动率 企业生存率-1 199 2Q1 1994Q1 1996Q1 1998Q1 2000Q12002Q12004Q12006Q12008Q1 图 企业家净财富的历史分解 价格加成 工资加成 生产率 消费需求0货币需求货币政策违约损失率收益波动率 企业生存率 2Q1 1994Q1 1996Q1 1998Q1 2000Q12002Q12004Q12006Q12008Q1 图 货币供应量的历史分解 95
华中科技大学博士学位论文 价格加成工资加成生产率消费需求0货币需求货币政策违约损失率收益波动率企业生存率 199 2Q1 1994Q1 1996Q1 1998Q1 2000Q12002Q12004Q12006Q12008Q1 图 实际工资的历史分解 本章小结 本章构建了一个包含信用摩擦和大量外生冲击的DSGE模型，对我国经济周期波动问题进行分析，主要的研究结论为： （1）节贝叶斯估计的结果支持模型中企业破产时银行损失率较高的先验假设，从外生冲击的持久性参数的估计结果来看，价格加成冲击的持续性系数最高，而违约损失率冲击的持续性系数最低。同时，货币政策的货币供应机制中，内生的货币供应对通货膨胀做出逆周期的反应，对产出做出微弱的顺周期反应。 （2）节模型的敏感性分析说明价格粘性、资本调整成本和企业收益的波动率是理解中国经济波动最为重要的模型要素，其余四个模型要素（工资粘性、消费习惯、资本利用率调整成本和银行的违约损失率）对于基准模型的后验边缘数据密度的贡献相对要小，但也会导致模型边缘数据密度的显著减小，因而在本章的DSGE模型中也是不可或缺的。 （3）节脉冲分析表明，我国经济波动的金融加速器效应强于债务-紧缩效应，信用摩擦抑制了正向的货币供应冲击对经济的扩张作用；企业家收益的波动率冲击和企业家的生存率冲击能够有效地提高产出，银行的违约损失率冲击对经济产生了紧缩的作用。与不包含信用摩擦的模型脉冲比较发现，金融加速器效应和债务-紧缩效应的共同作用减弱了货币政策冲击的影响，放大了生产率冲击作用，部分抵消了货币需求冲击、价格加成冲击及工资加成冲击对经济的紧缩作用。 （4）节方差分解和历史分解表明，生产率冲击能够解释产出和通货膨胀在短期和长期的大部分波动，两种加成冲击和金融冲击对通货膨胀也有一定的解释力。由于货币政策冲击的方差很小，导致了货币政策冲击对经济波动的影响非常微弱。 96
华中科技大学博士学位论文 5 石油冲击、货币供应机制与中国经济波动 1973年石油价格危机后，西方发达国家出现了价格上涨、经济滞胀的局面，在学术界引发了一轮石油价格、货币政策与经济衰退的大讨论。而当前中东局势的持续紧张导致石油价格飙升，也引起我们对石油价格冲击的重新关注。本章将石油价格波动作为宏观经济面临的一种外生冲击引入DSGE模型，联系前两章中货币政策对宏观经济波动的影响，旨在得出什么样的货币政策能够抵消或者部分缓解外部不利冲击，成为维护经济稳定的有力调控手段。具体来讲，本章试图回答这些问题：石油价格波动会如何影响我国实体经济的运转？以石油价格为代表的实际冲击对我国经济波动的解释力度如何？我国的货币政策是否具备对石油价格冲击的内生响应机制？什么样的货币政策才能有效地吸收这种不利的外生冲击？ 本章的结构安排如下：节引言部分，主要介绍了国外基于DSGE模型研究石油价格冲击与经济波动的文献；节是模型部分，给出一个包含石油价格冲击的DSGE模型；节采用贝叶斯方法估计模型参数，然后进行模型的脉冲响应分析；节基于政策前沿的比较，寻找一种应对石油价格冲击的有效货币政策；节为本章的简要结论。 引言 自1993年来中国已成为石油净进口国，并在1998年实现了国内原油价格与国际市场的接轨。而近年来，我国石油进口量日渐增加，对进口的依存度不断上升。在国内石油及成品油价格逐步放开且石油进口依存度不断加大的条件下，国际油价的剧烈波动成为了影响中国经济平稳较快发展的外部冲击源之一。为了把握好中国宏观经济调控的方向和力度，自然地就产生了如下的问题：石油价格冲击对中国宏观经济究竟会产生怎样的影响？中国的货币政策是否对石油价格冲击做出了反应？出于稳定宏观经济的目的，货币政策对石油价格的反应是否为有效的应对？ Hamilton（1983）作为研究石油冲击的标志性文献，采用Granger因果检验方法验证石油价格与GDP的关系，认为石油价格冲击是导致美国历次萧条的首要原因，而货币政策也被认为是影响石油价格与实体经济关系的重要因素。此后，Hamilton（1996, 2003, 2008），Bernanke, Gertler and Watson（1997, 2004）以及Hamilton and Herrara（2004）围绕美国大萧条问题展开了丰富甚至针锋相对的探索：到底是上涨的石油价格还是紧缩的货币政策引发了二战后美国经济的衰退？又或者紧缩的货币 97
华中科技大学博士学位论文 政策或许只是对石油价格反应的间接原因，经济萧条的直接原因还是石油价格？为了区分出两种因素的各自影响，Carlstrom and Fuerst（2006）在反事实仿真模拟了中性货币政策条件下，石油价格对宏观经济的影响，继续追寻石油价格、货币政策与经济萧条的因果关系。此外，Hooker（2002）研究了石油价格与通货膨胀的关系，认为其影响一般通胀率而对核心通胀率没有实质性的影响。Castillo et al.（2005）则发现适当的通货膨胀是对待石油价格冲击的最优反应。Arpa（2006）发现HICP（消费者调和价格指数）中包含的能源价格会在短期内对欧洲的通货膨胀有强烈的影响。 大量的文献将石油价格冲击和货币政策联系在一起，分析其对宏观经济的影响。但是，多数文献只是运用时间序列方法，缺乏微观基础是这类方法最大的缺陷。而更一步的深入研究，需要一个具有坚实微观基础的结构化方法。结构化DSGE模型的发展极大地推动了宏观经济分析，而且也为研究石油价格的学者利用。Leduc and Sill（2004）分析发现，全要素生产率冲击并不能有效地代替石油价格冲击对经济波动的解释能力，因此在模型中外生地引入石油模型是必要的。如果政策制定者更多地倾向于稳定通货膨胀，那么将会得到更小的产出波动和通货膨胀的波动。Leduc and Sill（2007）比较了货币政策、TFP全要素生产率以及石油价格冲击对美国实际产出和通货膨胀波动率的贡献大小，发现TFP全要素生产率和石油价格是在1984年之后产出趋向稳定的重要原因，而货币政策则能够有效地降低通货膨胀的波动性。Blanchard and Gali（2007）发现石油价格冲击对产出和通货膨胀的影响不同于上世纪70年代，实证分析表明货币政策的可信度增强，以及货币政策操作水平的提高都是造成不同影响的原因。Duval and Vogel（2008）研究了含有石油要素的小型开放经济，结果显示产出和通胀对于石油价格冲击均有不同程度的反应，石油价格持续性的上涨推升通货膨胀。以上提到的文献均无一例外地假设了石油价格是外生的，而Backusa and Crucini（c2000），Hun（t2005），Jacquinot et al（.2009）和Nakov and Pescatori（2010）在结构化的模型中加入了石油模块，自然而然，石油价格内生决定，研究多种石油价格冲击的作用，内生的石油价格使得石油价格的研究更加深入细致。而石油价格对产出和通货膨胀的影响也成为公认的事实，作为宏观调控的有力工具——货币政策，不免产生这样的疑问：货币政策应当如果有效地回应石油价格冲击？ 应当注意到，到目前为止，基于结构化模型的中国经济研究的文献并不多见。因此，本章构建了一个结构化的DSGE模型研究石油价格对中国经济的影响。更为重要的是，从政策的视角看，政策制定者应当如何解读石油冲击以及如何根据这种理解来回应石油价格冲击呢？从先前的文献我们知道，石油价格会影响经济的波动，尤其是产出和通货膨胀。自然的问题是，为了防范石油价格冲击引致的宏观经济波 98
华中科技大学博士学位论文 动，中国的货币政策应当对石油价格做出反应吗？ 本章基于政策前沿对货币政策进行评判，这一方法最早由Phillips（1954）提出。与以往同类文献最大的不同在于，本章计算的是通货膨胀与产出增长率的政策前沿，以最小化通货膨胀方差和产出增长率方差的加权和为目标，对于任意一个给定的货币政策规则，政策前沿将是最小加权波动率的组合，并运用仿真优化算法求解货币供应机制的最优反应系数，然后通过比较不同的货币供应机制的最小“产出增长率—通货膨胀”波动率来回答中国的货币供应机制是否应该对石油价格冲击做出反应的政策问题。尽管是在约束条件下最小化目标函数得到的货币政策规则，由于目标函数并不是以最大化家庭的福利为目标，并不能称之为最优的货币政策，在此，我们称这种得到最小化的加权“产出增长率—通货膨胀”波动率的规则为有效的货币政策。 此外需要说明的是，本章将样本期间的通货膨胀均值作为其稳态值，并在该稳态值附近对数线性化厂商最优定价的一阶条件得到菲利普斯曲线。自从Gali and Gertler（1999）在零通胀的稳态推导出标准的菲利普斯曲线，DSGE模型也一直沿用着零通货膨胀稳态的假设，因为这种处理使得对数线性化时更为简便。Woodford’s（2005）加入厂商自用资本的假设，提出修正的菲利普斯曲线，也同样是在零通货膨胀的稳态。零通货膨胀的假设虽然方便了模型的处理，但是长期来看，通货膨胀均值始终是大于零的，因此在一个正的通货膨胀稳态处对数线性化将更为合理，本章就是在正的通货膨胀条件下，得到通货膨胀的动态演进方程。Hornstein and Wolman（2005）曾在正的通胀稳态处求解通货膨胀方程，与之不同的地方在于，本章采用的Calvo型的价格调整方式，前者属Taylor型的价格调整方式。 本章所构造的结构化DSGE模型，通过可变的资本利用率与石油投入量的正相关在生产函数中间接地引入石油要素；考虑到我国的货币供应具有很强的内生性，一般地假设内生的货币供应除了对产出和通货膨胀做出反应，还对石油价格做出反应，从而外生的货币供应就构成了模型的货币政策冲击。另外，为了将有效货币政策的分析置于一个相对简单的框架，假设了一个外生的石油价格过程。 模型 代表性家庭 同第4章关于代表性家庭的假设，家庭通过消费、持有货币和提供劳动构成总的效用，消费与货币持有量为家庭带来正效用，劳动带来负效用同时也带来工资收入。家庭需要在预算约束条件下，在消费C、货币持有量M以及劳动供应量L之间ttt 99
华中科技大学博士学位论文 ∞Mtt进行最优决策，以便最大化其整个生命周期内的效用水平：EβU(C,,L)。0∑ttPt=0t其中，0<β<1为家庭的主观贴现因子，P为价格水平。 t代表性家庭面临的跨期预算约束为： kB+M+WL+RK+F+XB/R+Mt−1t−1tttttttt≥C+I+ （） ttPP其中，M和B为家庭在t期初持有的货币量和政府债券数额，W为名义工资，t−1t−1tkR为家庭持有的资本存量K的租金率，R为债券B的名义收益率，即无风险利率。ttttF为中间产品生产商的利润，为家庭的红利收入，X为政府对家庭的一次性转移支tt付。 家庭的资本累积方程为： dKtt+1K=I+1−δK−S()K （） ()t+1tttKt其中，δ为资本折旧率，满足0<δ<1。上一章的模型敏感性分析表明，资本调整成本是构建DSGE模型最为重要的要素之一，因此在这里引入了资本调整成本这dKφdK2tt+1ktt+1样一种实际摩擦，以S()=(−)度量资本调整成本的大小，并且满足2S(1)=0，S'(1)=0，S''(1)=φ>0。d为资本调整成本冲击，假设其对数服从如下的kt随机过程： dlnd=ρlnd+ε （） tdt−1tdd2其中，ε为资本调整成本的外生冲击，且ε~N(0,σ)。 ttd这里依然沿用上一章的效用函数，假设家庭的即期效用为： 1+ηMLttU(C,,L)=aln(C−hC)+ln(M/P)− （） ttttt−1ttP1+ηt其中，消费习惯h越大，家庭从当期消费中获得的效用越小；η>0的倒数为家庭劳动供给的工资弹性。a为消费需求冲击，假设其对数服从如下的随机过程： talna=ρlna+ε （） tat−1taa2其中，ε为消费需求的外生冲击，且ε~N(0,σ)。 tta代表性家庭在其预算约束条件下（记家庭预算约束的拉格朗日乘子为λ），通过t选择消费C、货币量M、劳动L、债券B及资本量K以实现效用现值的最大化。ttttt 100
华中科技大学博士学位论文 构造家庭的拉格朗日函数，得到如下的一阶条件： −1−1a(C−hC)βhE{a(C−hC)}=λ （） ttttt+1ttt−1(M/P)1tt=1− （） λRtηL=λw （） ttt1λPt+1t=βΕ{} （） tRλPtt+1dKφKdKφdKk2tt+1kt2ttkt+1tλ[1+φ(−1)]=βE{λ[r(1−δ)+(−1)(−1)]} （） tktt+1t+12+1+1+ 生产商 经济中存在两种产品：最终品和中间品。最终产品可用于消费、投资和政府支出。最终品生产商使用连续统[0,1]上的中间品Y(i)（i∈[0,1]）生产最终品Y。最终tt品生产商的生产函数为： ε−1ε1εε−1Y=[Y(i)di] （） tt∫01最终产品生产商将在生产力的约束下最大化利润：PY−P(i)Y(i)di，得到最终tttt∫0产品生产商对中间品的需求函数为： P(i)−εtY(i)=()Y （） ttPt其中，ε>1为中间品之间的替代弹性。同时，完全竞争时最终品生产商的零利润意味着总价格水平P为： t11−ε11−εP=[P(i)di] （） tt∫0假设中间品生产商i采用Cobb-Douglas形式的生产函数： α1−αY(i)=Z[u(i)K(i)][L(i)] （） ttttt中间品生产商利用资本K(i)和劳动L(i)进行生产，u(i)为资本利用率。除了资ttt本和劳动两种生产要素，为了保证u(i)大小的资本利用率，需要投入O(i)单位的石tt油。这里借鉴了Finn（1991），假设石油使用量与资本及资本利用率u(i)满足如下等t式： υO(i)u(i)tt= （） K(i)υt 101
华中科技大学博士学位论文 生产函数（）式中，Z为生产率冲击，假设其对数服从如下的随机过程： tzlnZ=(1−ρ)lnZ+ρlnZ+ε （） tzzt−1tzz2同样，ε为生产率的外生冲击，且ε~N(0,σ)。 ttzoo石油的相对价格p由国际原油市场外生决定（P为石油的名义价格，ttoop=P/P），假设其对数服从如下的AR(1)过程： tttoooplnp=(1−ρ)ln+ρln+ε （） tppt−1tpp2其中，ε为石油相对价格的外生冲击，且ε~N(0,σ)。 ttp中间商面对的是不完全竞争市场，厂商的成本最小化意味着： koα1−αminwL(i)+rK(i)+pO(i)+ξ{Y(i)−Z[u(i)K(i)][L(i)]} ttttttttttt{u(i),K(i),L(i)}tt得到关于K(i)、L(i)和u(i)成本最小化的一阶条件： tttk1υrtυu=() （） toυ−1ptKυ−1αwt= （） kLυ1−αrt−αα−1kα1−αko−α/υ(υ−1)α/υmc=⎡α(1−α)(r)w(r/p)[/(υ−⎤1)]/Z （） tttt⎣⎦kk其中，r=R/P为实际的资本租金率，w=W/P为实际工资，mc为中间商的ttttttt实际边际成本。 ∗在不完全竞争的市场里，中间商也需要选择最优的中间品价格P(i)以最大化其t期望利润： ∞⎧⎫k∗F(i)=EθΛ(P(i)Y(i)−S(i)P) ⎨⎬∑ttt,t+ktt+kt+kt+k⎩k=0⎭λPλkt+kkt+k其中，贴现因子Λ=β，为单位利润为厂商带来的效用增加量，t,t+kλPPtt+kt+kS(i)是中间商总成本，是产出的函数。得到中间厂商的一阶条件： t∞⎧⎫Y(i)εk∗t+kθΕ(ε−1)Λ(P−MC)=0 （） ∑⎨⎬tt,ktt+k∗Pε−1k=0⎩t⎭其中，MC为中间商的名义边际成本（实际边际成本mc=MC/P），ε/(ε−1)t+kttt表示中间品的价格加成比例，ε/(ε−1)越大意味着中间商的垄断力越强。价格粘性假设意味着厂商并不总是能够将价格调整为最优水平，中间商按照Calvo（1983）的方 102
华中科技大学博士学位论文 ∗式调整价格：每一期，(1−θ)比例的厂商能够将价格调整为最优水平P，剩余θ比例t的厂商沿用上一期的价格P。根据（）式得到总价格水平的新表达式： t−11∗1−εε1−εP=⎡⎤(1−θ)(P)+θ(P) （） ttt−1⎣⎦ 政府 本章假设财政支出G与总产出Y满足如下的关系： tt1G=(1−)Y （） tt1+bt其中，b为财政支出冲击，服从如下平稳随机过程： tblnb=(1−ρ)ln+ρln+ε （） tbbt−1tbb2其中，ε为政府支出的外生冲击，且ε~N(0,σ)。 ttb假设中央银行遵循如下的货币增长率规则： ooμlnμ=(1−ρ)lnμ+ρlnμ+φln(π/π)+φln(Y/Y)+φln(P/P)+ε （） tμμt−1πtyt−1pt−1t其中，μ=M/M为货币增长率，π=P/P为通货膨胀。这里，货币供给不ttt−1ttt−1仅对通货膨胀关于其稳态值的偏离和产出增长率做出了内生反应，同时对石油价格μμ2的波动也做出内生反应。ε为货币供给的外生冲击，ε~N(0,σ)，反映了货币当ttμ局“相机抉择”的货币供给部分。（）式没有选择产出缺口，而是以可观察的产出增长率作为货币供给的内生性指标。 此外，均衡时总资源约束： oY=C+I+G+pO （） 对数线性化 接下来对DSGE模型进行线性化处理。对模型的一阶优化条件及约束条件进行对数线性化的一阶逼近，经过对数线性化得到如下的（）～（）式： 11−δˆˆˆI=K−K （） tt+1tδδ11βh1ˆˆˆλ=[a−(C−hC)]E{a−(C−hC)} （） tttt−1t+1t+1t1−βh1h1−hhˆˆηL=λ+wˆ （） tttˆˆmˆ+λ=−β/(1−β)R （） tttkˆˆˆˆˆˆˆErˆ{(−1+δ)+φ(K−K+d)}=E{λ−λ+φ(K−K+d)} （） tt+1kt+2t+1t+1tt+1kt+1tβ 103
华中科技大学博士学位论文 ˆˆˆEλ−λ−πˆ{}=−R （） tt+1tt+1tˆˆˆˆY=Z+αˆ(u+K)+(1−α)L （） tttttˆˆO=K+υˆu （） tttkoˆˆˆu=1/υ(r−p) （） tttkˆˆK−L=wˆ−ˆr （） tttt∗1εP1π1α(υ−1)αkoˆˆ−π=−αwˆ+rˆˆ[]+p−Z) ttttt1−ε(π−θβ)(ε/(ε−1)mc)πθ1θβυυ∗1εP1πˆ+θβE{π} （） tt+11−ε(π−θβ)(ε/(ε−1)mc)πθ1ˆˆˆG=Y+b （） ttt1+booμˆˆμˆ=ρˆ+πˆ+−+ˆˆφ(YY)φ(p−p)+ε （） tμt−1πtytt−ptt−1toCIGpOoˆˆˆˆˆY=+++ˆ(p+O) （） ttttttYYYYo假设y=[lnplnZlnblndlna]'，外生冲击线性化为： ttttttˆˆy=Γy+ε （） tt−1t其中，Γ=diag{ρ,ρ,ρ,ρ,ρ}为外生冲击的持久性参数矩阵；随机扰动项pzbdapzbdaε=[εεεεε]'。 ttttttk当整个系统处于稳态时，模型变量会满足：u=1，I=δK，R=1β，r=R−(1−δ)，∗1−1ε∗υPπ−θP1−θβε−1oko1−εp=r，=()，mc=，C/Y+I/Y+G/Y+pO/Y=1。 υ−1P1−θPπ−θβε需要注意的是，对（）式进行对数线性化，得到类似Gali and Gertler（1999）中的菲利普斯通货膨胀曲线，是在零通货膨胀的稳态假设下完成的。但是，零通货膨胀稳态在现实中很难满足，长期来看，通货膨胀的均值大于0。因此，本章取样本期间的均值为稳态的通货膨胀（对应4%的年度通货膨胀率），在π=处对数线性化，得到（）式的通货膨胀动态方程。 参数估计 数据来源与处理 本章仍然使用贝叶斯参数估计得到参数估计值。为了估计参数，本章选用了 104
华中科技大学博士学位论文 1992Q2—2010Q1期间，6种主要宏观经济的季度数据，包括：产出增长率、消费增长率、政府支出增长率、货币供应增速（作者用实际GDP、实际社会消费品零售总量、实际财政预算支出完成额、狭义货币供应量M1计算出对应的增长率）、消费者物价环比指数CPI及名义石油价格的变动率。为了使数据与模型变量的定义相一致，用Baxter and King（1999）的BP滤波方法对原始季度数据进行去趋势和季节性处理。石油价格为互联网上公开可得的数据（ 在参数估计之前，运用已有的研究和可观察数据对部分参数和稳态关系进行确定，因为相对来说它们包含更多的一阶矩信息。贴现因子取β=，为经济周期文献中常用值。通过计算1992Q1—2010Q1我国投资、政府支出和石油消耗占总产出比重的长期均值，近似地做为模型中变量的稳态值，如表所示。 表 均值近似的稳态值 o稳态变量I/Y G/Y pO/Y C/Y 稳态值 参数估计结果 本章首先采用Kalman滤波计算模型可观察变量的似然函数，然后将其与先验概率密度相乘得到后验概率密度。接下来介绍参数的先验信息。表的前3列给出了剩余23的结构参数的先验信息，先验分布主要参考Smets and Wouters（2003）。假设所有外生冲击的标准差服从均值为、标准差为的逆伽玛分布，所有外生冲击持久性参数服从均值为、标准差的贝塔分布。消费习惯h、资本折旧率δ，产出的资本弹性α，价格粘性假设下不变价厂商的比例θ均服从值域[0,1]的贝塔分布；假设劳动供给弹性的倒数η服从均值为1的逆伽玛分布；同时，假设石油利用率的弹性υ、中间产品之间的替代弹性ε、投资调整成本参数φ以及3个货币供给的内k生反应系数φ、φ、φ都为正态分布。先验标准差的选取以先验均值为依据，尽可πyp能让参数值在一个合适的范围内变动。 后5列报告了最大化后验密度函数得到的参数后验众数（posterior mode）和基于MH算法（抽样25000次并丢掉前5000次）的后验均值、后验标准差以及5%和95%分位数。 105
华中科技大学博士学位论文 表 参数的先验分布与贝叶斯估计结果 先验分布 后验分布 5% 95% 分布类型 先验均值 标准差后验众数后验均值后验标准差 分位数 分位数h 贝塔 η 逆伽玛 δ 贝塔 φ k正态 α 贝塔 υ 正态 θ 贝塔 ε 正态 φ π正态 φ y正态 φ p正态 ρ p贝塔 ρ z贝塔 ρ μ贝塔 ρ b贝塔 ρ d贝塔 ρ a贝塔 σ p逆伽玛 σ z逆伽玛 σ μ逆伽玛 σ b逆伽玛 σ d逆伽玛 σ a逆伽玛 106
华中科技大学博士学位论文 从贝叶斯估计结果来看，家庭的消费习惯参数h后验均值为，说明中国家庭的消费习惯略大于西方发达国家（左右）。劳动供给弹性倒数的后验均值为，表明我国的劳动供给弹性较大；资本折旧率δ的后验均值与先验均值较接近。产出的资本弹性后验均值为，而发达国家一般将该值校准为，因为中国在要素分配中倾向于资本要素。价格粘性参数θ的后验均值意味着价格的调整周期大约为5个月。6种外生冲击中，政府支出冲击的持久性最强，后验均值为，而投资调整成本冲击的持久性最弱。 从政策参数的估计结果来看，货币供应量对通货膨胀偏离的反应系数φ的后验π均值为，对产出增速的反应系数φ的后验均值为，对石油价格变动率yφ的后验均值为，意味着货币当局对经济周期做出了逆向调整，对产出增长p和通货膨胀压力以及石油价格上升带来的潜在通货膨胀压力，均采取紧缩性的货币供给策略。但是也要注意到，φ并没有显著地异于0，说明当前的货币政策没有对p石油价格做出显著的响应，尽管石油价格冲击在这6大外生冲击的波动性最强。 脉冲响应分析 本节模型引入了六个外生冲击，分别为石油价格冲击、生产率冲击、货币政策冲击、政府支出冲击，投资调整成本冲击和消费需求冲击。前2种属于供给冲击、中间2种分别为货币政策冲击和财政政策冲击，后2种属于需求冲击，因此基本概括了DSGE模型中典型的冲击类型。下文分别分析在一个正的标准差外生冲击下10个关键的内生变量从0到40期的脉冲响应。在脉冲响应图中，纵坐标都乘以了100，实线表示在一个正的标准差冲击下内生变量在未来0到40期对其稳态值偏离的百分比，虚线表示90%的置信区间。 图给出了石油价格冲击的脉冲响应。可以看出，一个标准差的正向石油价格冲击导致了经济的紧缩变动，带来了产出的下降（负的产出增长率）、成本推动型的通货膨胀、以及名义利率上升引致的投资减少。为了弥补资本减少对产出的影响，厂商增加了劳动需求。在内生性的货币供应机制下，通货膨胀上升使得货币供应量收缩，并与上升的价格水平共同导致了真实货币余额持久性减小，以及利率水平的持久上升。 虽然同属于供给冲击，与具有紧缩效应的石油价格冲击不同，从图我们看到，正的生产率冲击对经济增长提供了极大的动力，产出增长率、消费增长率、政府支出增长率均上升，同时通货膨胀和利率水平下降，从而导致投资的增长，资本的替代效应和上升的要素价格共同降低了厂商对劳动和石油的需求。家庭收入增加以及内生的货币供应机制对通货膨胀的强烈响应，使得货币供应量增加，伴随着价格水平下降带来的真实货币余额大幅增长和利率水平的下降。 107
华中科技大学博士学位论文 -1501020300102030010203001020300102030产出增长率消费增长率通货膨胀-3劳动石油x 真实货币余额货币增长率利率投资政府支出增长率图 石油价格冲击 -500-10-10-1-101020300102030010203001020300102030产出增长率消费增长率-3通货膨胀劳动石油x -1021000-200-1-201020300102030010203001020300102030利率真实货币余额货币增长率投资政府支出增长率图 生产率冲击 -20001020300102030010203001020300102030产出增长率消费增长率通货膨胀劳动石油-3x -5001020300300102030010203001020300102利率真实货币余额货币增长率投资政府支出增长率图 货币政策冲击 108
华中科技大学博士学位论文 图给出了货币政策冲击下的脉冲响应。货币政策冲击极大地刺激了经济，产出、通货膨胀、消费、政府支出均有不同程度地增加。扩张的货币政策增长了厂商对投资、劳动和石油要素投入的需求。而且，货币供给增长超过了货币需求的增长，因此名义利率下降。 从图可以看出，政府支出冲击推动产出增长，同时挤出了私人消费，在政府支出增加的初期，带动了私人部门的投资，但最终还是挤出了私人投资。投资的下降需要更强的资本利用率，于是厂商增加了对劳动和石油的需求。政府支出导致利率和通货膨胀上升，货币供应量减少。 -1001020300102030010203001020300102030产出增长率消费增长率通货膨胀劳动石油-3x 利率真实货币余额货币增长率投资政府支出增长率图 政府支出冲击 产出增长率消费增长率通货膨胀劳动石油-3x 政府支出增长率利率真实货币余额货币增长率投资图 投资调整成本冲击 109
华中科技大学博士学位论文 -101020300102030010203001020300102030产出增长率通货膨胀劳动石油消费增长率-3x 利率真实货币余额政府支出增长率货币增长率投资图 消费需求冲击 从图可以看出，投资调整成本冲击降低了资本积累的成本，从而形成一个投资高峰，促进了产出增长率和政府支出增长率的增加，同时也带来了厂商对劳动和石油两种要素的旺盛需求。但是，投资增长之初致使消费减少，随着产出增长及家庭收入的增长，消费也经历了一个先减少后增加的过程。投资的扩张导致了通货膨胀和名义利率的上涨，货币政策迫于通货膨胀的压力，减少了货币供给。 图给出了消费需求冲击下的脉冲响应。在正的消费需求冲击下产出和消费显著增加，投资水平在经历短暂地增长后下降。消费显著增加引致通货膨胀上升，为了缓解通货膨胀压力，货币当局收紧了货币供应量，从而利率水平上升，并导致了投资的下降。为了抵消投资下降对产出的不利影响，厂商在提高资本利用率（石油需求增加）的同时，增加了对劳动的需求。 政策前沿 上文的脉冲响应分析表明，石油价格冲击造成产出和消费下降，以及通货膨胀的上升，对宏观经济有紧缩的影响。同时参数估计结果表明，石油价格冲击是6种外生冲击中波动性最强的冲击。此外我们也发现，中国过去的货币供应机制并没有对石油价格冲击做出统计上显著的反应，即货币当局并没有因为石油价格冲击而内生地改变货币供应量。而本节关注的问题就是，基于减小中国宏观经济波动的层面，中国的货币供应机制是否应该对石油价格冲击做出反应呢？为此，本节构造了一个典型的货币政策前沿基准，对于给定的模型结构参数，通过模拟仿真方法估计出不同货币供应机制下通货膨胀波动与产出增长率波动的最优组合以及实现这一组合的最优货币政策参数。 110
华中科技大学博士学位论文 计算政策前沿的方法 对于给定的货币政策规则，取模型的深度结构参数为上文的校准值和估计值，货币政策参数记为向量Θ=[ρφφφ]' ，可以将线性化后的DSGE模型表示成下μπyp面的矩阵形式理性预期差分方程组： A(Θ)E[X]=B(Θ)X+C(Θ)ζ tt+1ttoGPYCokˆˆˆˆˆˆˆˆˆˆˆ其中，Xˆˆˆˆˆˆˆˆˆˆ=IRuLwOgπggYmPGMμCKrπλ]'，ttttttttttttttttttttttoˆˆˆX中的每个元素都是变量关于其稳态值的偏离，ζ=[pZbda]'为模型的结构tttttttoYCGPoo冲击。g=Y/Y，g=C/C，g=G/G，π=P/P是新定义的模型可观察变量。ttt−1ttt−1ttt−1ttt−1A(Θ)、B(Θ)和C(Θ)为依赖于货币政策参数Θ的矩阵（深度结构参数给定不变），E[⋅]是条件期望算子。对于给定的一组模型结构参数和货币政策参数Θ，通过求解t对数线性化的理性预期差分方程组，将模型的解表示为状态空间的形式： X=Γ(Θ)X+Ω(Θ)ε tt−1t其中，矩阵Γ(Θ)和Ω(Θ)同时依赖于货币政策参数Θ，ε是均值为0、协方差矩t阵为Σ的序列无关的外生扰动。将矩阵X的无条件协方差矩阵记作V，而t0∞jjjV=ΓΩHΩ'Γ'。根据V=ΓVΓ'+ΩHΩ'这一条件可以计算出V，之后根据V=ΓV，0∑000j0j=0可以得到X的自协方差矩阵V。 tj本章定义的有效的货币政策规则，需要政策制定者选择一个最优的货币增长路径，以最小化产出增长率的波动率和通货膨胀波动率加权的目标函数，效率货币供应机制选择问题可表示为： YMin λVar(g)+(1−λ)Var(π) （） Θ. X=Γ(Θ)X+Ω(Θ)ε tt−1tY其中，Var(g)和Var(π)分别表示产出增长率和通货膨胀的无条件方差，λ∈[0,1]是权重，反映货币当局对稳定产出还是通货膨胀的偏好。我们从货币政策参数Θ的估计值开始，采用模拟优化算法迭代搜索最小的目标值，以及实现这一最小波动组合的货币政策参数。 货币供应机制的比较分析 图展示了两组不同的货币政策规则，X轴是通货膨胀的标准差，Y轴是产出增速的标准差，并且都乘以了100，因此是波动率的百分比。考虑到货币政策制定者不是单单稳定产出或者通货膨胀，这里将λ的取值范围缩小到之间，间距为。 111
华中科技大学博士学位论文 差准标出产通货膨胀标准差图 政策前沿：对石油价格响应vs不响应 图带圆点的政策前沿曲线对应模型中（）式的货币政策，即对产出和通货膨胀做出反应的同时，也对石油价格做出反应；靠近右上角的实线，是只对产出和通货膨胀做出反应的货币政策。在预料之中，对石油价格反应的货币政策规则位于不对石油价格反应规则的左下方，更接近原点。虚线表示的曲线，则假设模型中没有石油价格冲击。与图中的实线政策前沿（存在石油价格冲击，但货币政策规则没有对石油价格反应）比较后发现，石油价格冲击的确放大了产出和通货膨胀的波动，在石油价格冲击存在的情况下，对石油价格做出反应的货币政策将有效地减小产出和通货膨胀的波动。 为了量化石油价格冲击对货币政策的影响，表比较了上述两种货币政策的最优反应参数和函数目标值。λ的取值范围仍然是之间，间距。记对石油价格反应的规则为A，不对石油价格反应的规则为B（φ=0），（）式的目标值记为pf。比较发现，两种规则下，ρ的最优取值均为0。随着产出增长波动性在目标函数μ比重的增加，φ最优反应的绝对值是逐渐减小的，φ最优反应的绝对值逐渐增大。πy但是自始至终，规则A的目标值都要小于规则B。因此，表再次印证了图的结论：为了稳定产出和通货膨胀，货币当局有必要对石油价格做出反应，如同货币政策对产出和通货膨胀做出反应一样。此外，不难发现，货币政策的最优反应系数均显著大于其估计值，这表明为了稳定产出和通胀，货币当局有必要加大内生反应的强度。 112
华中科技大学博士学位论文 表 目标值与最优货币政策反应系数的比较 λ ooμlnμ=(1−ρ)lnμ+ρlnμ+φln(π/π)+φln(Y/Y)+φln(P/P)+ε规则A： tμμt−1πtyt−1pt−1tρ μ0 0 0 0 0 0 φ π φ φ f μ规则lnμ=(1−ρ)lnμ+ρlnμ+φln(π/π)+φln(Y/Y)+εB： tμμt−1πtyt−1tρ μ0 0 0 0 0 0 φ π φ f 综合以上的分析，不难看出，同时对石油价格和产出、通货膨胀做出反应的货币供给机制的优于其它的不对石油价格响应的规则。但是，这一结论也受各种外生冲击强弱的影响，如果某种冲击的波动性减小，将影响产出、通货膨胀等关键变量的波动率，（）式的最优目标值和最优的货币政策反应参数或许也将改变。 本章小结 本章在DSGE模型中引入石油价格冲击等6种外生冲击，主要研究石油价格冲击对我国经济波动以及货币政策调控的影响。主要结论如下： （1）节模型的参数估计表明，中国过去的货币供应机制并没有对石油价格冲击做出统计上显著的反应，即货币当局并没有由于石油价格冲击而内生地改变货币供应；但是，货币供应对产出增长率和通货膨胀均做出了显著的逆周期反应。另外，6种外生冲击中，石油价格冲击的波动率最强。 （2）节基于货币政策前沿的比较发现，石油价格冲击的存在增大了产出和 113
华中科技大学博士学位论文 通货膨胀的波动；有效的货币政策在对产出和通货膨胀反应的同时，对石油价格冲击做出反应是必要的。为了减小宏观经济的波动，中国的货币供应机制还需要进一步加大对产出、通货膨胀和石油价格的反应强度，进一步增强货币政策对宏观经济的调控力度。从这个意义上讲，中央银行对外部冲击的精准度量就显得尤为重要。 114
华中科技大学博士学位论文 6 结论及未来研究展望 主要结论 经济波动问题一直是宏观经济学的中心话题，在争议中前进发展，从古典经济学与凯恩斯理论到新古典综合，再到当前广泛流行的新凯恩斯主义（也被称为新新古典综合）。本文在新凯恩斯DSGE模型中，借鉴了西方发达国家的分析模式研究中国的经济波动问题，虽然还有一些地方需要优化改进，但也得出以下若干有意义的结论。 （1）第3章的分析表明，虽然我国的货币政策还没有实行完全的通货膨胀目标制，但动态内生的通胀目标在一定意义上可以刻画我国中央银行潜在不可观察的政策目标，分析结果表明该目标对生产率冲击做出正向响应、对消费需求冲击做出负向响应，这种响应机制能够起到稳定通货膨胀的作用。 （2）在第4章包含了金融市场摩擦的扩展模型中，我们发现我国经济波动的“金融加速器”效应强于“债务-紧缩”效应，信用摩擦抑制了正向的货币供应冲击对经济的扩张作用；“金融加速器”效应和“债务-紧缩”效应的共同作用减弱了货币政策冲击的影响，放大了生产率冲击作用，部分抵消了货币需求冲击、价格加成冲击及工资加成冲击对经济的紧缩作用。 （3）综合第3章和第4章的结论知道，生产率冲击能够解释产出在短期和长期的大部分波动；需求冲击（消费需求冲击、货币需求冲击）和加成冲击（价格加成冲击、工资加成冲击）对通货膨胀的波动有一定的影响；货币政策冲击主要影响了通货膨胀和货币增长率等名义变量的波动。总体来看，货币政策冲击对经济变量的影响较为短暂。 （4）中国过去的货币供应机制并没有对石油价格冲击做出统计上显著的反应，即货币当局并没有由于石油价格冲击而内生地改变货币供应；但是，货币供应对产出增长率和通货膨胀均做出了显著的逆周期反应。货币政策在对产出和通货膨胀反应的同时，对石油价格冲击做出反应能够缓解经济波动。 相关政策建议 （1）我国产出和通货膨胀的波动具有一定的替代关系，在完全外生的货币供应的情景，产出、通货膨胀和劳动的波动性都变大，反事实仿真分析表明我国目前内生的货币供应机制在一定程度上起到了稳定经济波动的作用。特别地，为了减小产 115
华中科技大学博士学位论文 出的波动，货币政策对产出缺口和产出增长率做出响应是非常必要的。 （2）石油价格冲击的存在增大了产出和通货膨胀的波动；效率的货币政策在对产出和通货膨胀反应的同时，需要对石油价格冲击做出反应。为了减小宏观经济的波动，中国的货币供应机制还需要进一步加大对产出、通货膨胀和石油价格的反应强度，进一步增强货币政策对宏观经济的调控力度。从这个意义上讲，中央银行对外部冲击的精准度量就显得尤为重要。 研究存在的问题及未来研究方向 存在的问题 （1）本文是封闭经济模型，在全球经济一体化的大背景下，扩展到开放经济则引出一系列令人感兴趣的问题：汇率机制的选择，货币政策合作的收益，货币政策对外国部门冲击的最优反应。另外，财政政策中性是整篇论文的前提假设，忽略了宏观经济调控中财政政策的效力。 （2）对劳动力市场的处理过于简单，模型中假设了一个均衡的劳动力市场，因而不能很好地分析劳动就业问题。特别是我国特有的城乡二元经济结构，使得构造一个贴近中国劳动力市场的DSGE模型有一定难度，这需要未来进一步研究。 （3）没有涉及最优货币政策的讨论。虽然本文对数线性化处理DSGE模型用于研究经济波动问题已足够，但是对最优货币政策问题则需要模型进行二阶逼近甚至高阶逼近。此外，一阶近似排除了对大冲击、非对称效应、阈值效应、预警行为、冲击的随机波动率等问题研究的可能性。实现对DSGE模型的二阶近似处理及可操作的简单最优货币政策将是作者未来的研究方向。 未来新的研究方向 （1）考虑各种使政策设计变得复杂的问题，包括：劳动市场的不完全竞争、滞后、模型的不确定、金融市场摩擦、对产出和通货膨胀不平滑的偏好，以及厂商状态依存的最优定价问题。同时，许多现实的问题也亟待解决：如何运用中介目标，货币政策工具的选择问题，为何偏好利率平滑的国外央行逐渐放低了货币量在政策执行中的重要地位，中国作为一个正在逐步实施利率市场化的发展中国家，应当把货币供应量放在一个什么样的位置上？ （2）中央银行如何处理金融市场的稳定性问题。诸多文献表明简单规则优于复杂的包含对经济形势内生响应的规则，但是实际上，央行并不把货币政策等价于简单规则。一个可能的原因是，央行需要保留一定的灵活性以防金融风暴的发生。以1987年10月美国股市暴跌为例，许多经济学家支持联储采取降低利率的做法。这种支持大多出于本能，因为根本没有理论来支持这种政府干预行为。 116
华中科技大学博士学位论文 （3）除了极其例外的情形，事实上所有的文献都忽略了向新型政策体制转换的问题。特别是，“理性预期”作为DSGE模型的典型假设，这其实暗含私人部门总是能够迅速地适应任何机制切换。事实上，从政策转换起私人部门可能需要一段时间去学习，那么，私人部门的“学习”过程与“理性预期”假设是否矛盾？对私人部门的学习过程建模是一项富有挑战同时也很重要的任务，Sargent（1999）在这一方面做了精彩论述，有很多问题值得去研究。此外，模型中广泛采用的代表性个体的方法也许合理地厘清了行为关系，但可能会误导福利分析。如果某些群体在经济衰退时遭受更多的损失，如钢铁工人和大学教授，或者存在不完善的保险和信贷市场，那么，代表性个体可能无法作为分析经济波动福利损失的有效假定。 117
华中科技大学博士学位论文 致 谢 从2007年走进美丽的华科校园，来到梦寐已久的经济学院，五年的时间弹指一挥，但这五年将成为我生命中最为重要的一笔，青涩褪去，成熟渐成。一路走来，有太多的人需要感谢！ 首先感谢经济学院的各位领导和老师！经济学院和蔼可亲的老师们，传授给我经济学的理论和方法，让我体味到经济学不同于物理化学的独特美。还有2007年投入使用的新经济学院大楼，为经院学子提供了舒适的学习环境，而我也有幸地享受到经院冬暖夏凉的资料室、实验室和机房。 感谢我的博士导师简志宏教授，引导和帮助我走上学术之路。简老师严于律已、求真务实的工作态度，严格严谨的学术作风对我都有潜移默化的作用，也练就了我遇到困难不后退的意念。对学生提出的任何有益于学习的建议和要求，简老师从来都是毫不犹豫地满足我们，包括几乎没有间断的研讨会，供我们学习的研讨室。学习以外，简老师也教给我许多做人的道理和生活常识。 也要感谢我的硕士导师田新时教授，田老师认真细致的科研态度和平易随和的学者风范，将一直影响我今后的学习工作。博士学业的顺利完成，也离不开经院各位老师的教诲，这里要感谢徐长生院长，张卫东教授，唐齐鸣教授，王少平教授，欧阳红兵教授。同时，也要感谢各位评审专家对我的毕业论文所提出的宝贵意见。 感谢陪同我一起学习的师弟师妹们！包括郑俊瑶、鲁娟、李蕙、朱柏松、向修海、李彩云、严雪青、刘静一，相信经院101教室的研讨会见证我们的共同进步。 感谢曾经陪伴我的室友，西八舍234寝室的王轶君，胡梦雪、余小莉。西2区82栋202室的胡晓绵、王维、冯春晓，谢谢你们的鼓励和关心。也感谢博士班的李松华同学、胡爱华老师给予的帮助。 感谢家人和男友默默的支持和信任！他们的理解和支持，让我能够没有压力地全身心投入学习。特别是男友的一路陪伴，除了感动和开心，唯有珍惜。感谢所有关心过、帮助过我的人！我将继续努力，争取有所成绩来回报社会。 118
华中科技大学博士学位论文 参考文献 [1] Airaudo, M., S. Nistico, L. F. Zanna. Learning, Monetary Policy and Asset Prices. LLEE Working Paper, 2007. [2] An, S., Bayesian Estimation of DSGE-models: Lessons from Second-Order Approximations, Working Paper, 2005. [3] Arpa, M., J. C. Cuaresmo, E. Gnan, M. A. Silgoner. Oil Price Shock, Energy Prices and Inflation, a Comparison of Austria and the EU. Monetary Policy & the Economy, 2006, 1: 53-77. [4] Aruoba, S. B., J. Fernandez-Villaverde, J. F. Rubio-Ramirez. Comparing Solution Methods for Dynamic Equilibrium Economies. Journal of Economic Dynamics and Control, 2006, 30: 2477-2508. [5] Bachmeier, L. Monetary Policy and the Transmission of Oil Shocks. Journal of Macroeconomics, 2008, 30:1738-1755. [6] Backus, U. S., M. J. Crucini. Oil Prices and Terms of Trade. Journal of International Economics, 2000, 50: 185-213. [7] Backusa, D. K., M. J. Crucinic, Oil prices and the terms of trade. Journal of International Economics, 2000, 50: 185-213. [8] Bailey, M. The Welfare Cost of Inflationary Finance. Journal of Political Economy, 1956, 64(2): 93-110. [9] Baxter, M., R. G. King. Measuring Business Cycle: Approximate Band-Pass Filter for Economic Time Series. Review of Economics and Statistics, 1999, 81(4): 575-593. [10] Bebee, J., B. Hunt. Rapidly Rising Energy Prices: Does the Driver of the Energy Market Imbalance Matter? National Institute Economic Review, 2007, 199. [11] Benigno, P., M. Woodford. Inflation Stabilization and Welfare: The Case of a Distorted Steady State, NBER Working paper 10838, 2004. [12] Bernanke, B. S., M. Gertler, M. Watson. Oil Shocks and Aggregate Macroeconomic Behavior: The Role of Monetary Policy. Journal of Money, Credit, and Banking, 2004, 36: 287-291. [13] Bernanke, B. S., M. Gertler, M. Watson. Systematic Monetary Policy and the Effects of Oil Price Shocks. Brookings Papers on Economic Activity, 1997, 1: 91-142. [14] Bernanke, B. S., M. Gertler, S. Gilchrist. The Financial Accelerator in A Quantitative Business Cycle Framework. in Taylor , J., and M. Woodford (eds.), 119
华中科技大学博士学位论文 Handbook of Macroeconomics ,Vol. 1C. Amsterdam: North Holland, 1999, 1341-1393. [15] Bernanke, B., M. Gertler, S. Gilchrist. Agency Costs, Net Worth and Business Fluctuations. The American Economic Review, 1989, 79(1): 14-31. [16] Bernanke, B., M. Gertler, S. Gilchrist. The Financial Accelerator and the Alight to Quality. Review of Economics and Statistics, 1996, 78: 1-15. [17] Blanchard, O. L., C. M. Kahn. The Solution of Linear Difference Models under Rational Expectations. Econometrica, 1980, 48: 1305-1311. [18] Blanchard, O. L., J. Gali. The Macroeconomic Effects of Oil Price Shocks: Why Are the 2000s so Different from the 1970s. NBER Working Paper, , 2007. [19] Bodenstein, M. R., C. J. Erceg, L. Guerrieri. Oil Shocks and US External Adjustment. Journal of International Economics, 2011, 83(2): 168-184. [20] Boldrin, M., L. J. Christiano, J. Fisher. Habit Persistence, Asset Returns and the Business Cycle. The American Economic Review, 2001, 91(1): 149-166. [21] Cagan, P. The Monetary Dynamics of Hyperinflation. in Friedman, M. (ed.), Studies in the Quantity Theory of Money . Chicago: University of Chicago Press, 1956. [22] Calvo, G. A. Staggered Contracts in a Utility Maximizing Framework. Journal of Monetary Economics, 1983, 12: 383-398. [23] Canova, F., L. Sala. Back to Square One: Identification Issues in DSGE Model. Journal of Monetary Economics, 2009, 56: 431-449. [24] Castelnuovo, E., S. Nistico. Stock Market Conditions and Monetary Policy in a DSGE Model for the US, Working paper, 2009. [25] Castillo, P., C. Montoro, V. Tuesta. Inflation Premium and Oil Price Volatility. Working paper, 2005. [26] Challe, E., C. Giannitsarou. Stock Prices and Monetary Policy Shocks: A General Equilibrium Approach. Ecole Polytechnique and University of Cambridge, mimeo. 2008. [27] Christensen, I., A. Dib. Monetary Policy in an Estimated DSGE Model with a Financial Accelerator, Review of Economic Dynamics, 2008, 11: 155-178. [28] Christiano, L. J., M. Eichenbaum, C. L. Evans. Nominal Rigidities and the Dynamic Effects of a Shock to Monetary Policy. The Journal of Political Economy, 2005, 113(1): 1-45. [29] Christiano, L. J., R. Motto, M. Rostagno, Banking and Financial Frictions in a Dynamic General Equilibrium Model. Manuscript, Northwestern University, 2002. [30] Christiano, L. J., R. Motto, M. Rostagno. Financial Factors in Economic Fluctuations. Mimeo, Dept. of Economics, Northwestern University, 2009. [31] Christiano, L. J., R. Motto, M. Rostagno. Shocks, Structures, or Monetary Policies? 120
华中科技大学博士学位论文 The Euro Area and . After 2001, Journal of Economic Dynamics and Control, 2008, 32: 2476–2506. [32] Christiano, L. J., R. Motto, M. Rostagno. The Great Depression and the Friedman -Schwartz Hypothesis. Journal of Money, Credit, and Banking, 2003, 35(6): 1217-1256. [33] Christiano, L. J., M. Eichenbaum. Liquidity Effects and the Monetary Transmission Mechanism. American Economic Review, 1992a, 82: 346-353. [34] Christiano, L. J., M. Eichenbaum. Liquidity Effects, Monetary Policy, and the Business Cycle, Discussion Paper, 1992b. [35] Clarida, R., J. Gali, M. Gertler. A Simple Framework for International Monetary Policy Analysis. Journal of Monetary Economics, 2002, 49: 879-904. [36] Clarida, R., J. Gali, M. Gertler. Monetary Policy Rules and Macroeconomic Stability: Evidence and Some Theory. Quarterly Journal of Economics, 2000, 115: 147-180. [37] Clarida, R., J. Gali, M. Gertler. The Science of Monetary Policy: A New Keynesian Perspective. Journal of Economic Literature, 1999, 37(12):1661-1707. [38] Coenen, G., R. Straub. Does Government Spending Crowd in Private Consumption? Theory and Empirical Evidence for the Euro Area．International Finance, 2005, 8. [39] Cooley, T. F., G. D. Hansen. The Inflation Tax in a Real Business Cycle Model. American Economic Review, 1989, 79: 733-748. [40] De Fiore, F., O. Tristani. Optimal Monetary Policy in a Model of the Credit Channel. European Central Bank Working Paper , 2009. [41] De Graeve, F. The External Finance Premium and the Macroeconomy: . Post-WWII Evidence. Journal of Economic Dynamics and Control, 2008, 32: 3415–3440. [42] DeJong, D. N., C. Dave. Structural Macroeconometrics. Princeton: Princeton University Press, 2007. [43] Dhawan, R., K. Jeske. Energy Price Shocks and the Macroeconomy: The Role of Consumer Durables. Journal of Money, Credit, and Banking, 2008, 40: 1357-1377. [44] Dibooglu, S., T. Kenc. Welfare Cost of Inflation in a Stochastic Balanced Growth Model. Economic Modeling, 2009, 26: 650-658. [45] Dixit, A., J. Stiglitz. Monopolistic Competition and Optimum Product Diversity. American Economic Review, 1977, 67(3): 297-308. [46] Duval, R., L. Vogel. Oil Price Shocks, Rigidities and the Conduct of Monetary Policy: Some Lessons from a New Keynesian Perspective. OECD Economics Department Working papers, No. 603, 2008. 121
华中科技大学博士学位论文 [47] Einarsson, T., M. H. Marquis. Bank Intermediation over the Business Cycle. Journal of Money, Credit and Banking, 2001, 33(4): 876-899. [48] Elekdag, S., R. Lalonde, D. Laxton, D. Muir, P. Pesenti. Oil Price Movement and the Global Economy: A Model-Based Assessment. Working paper, Bank of Canada, 2007-34. [49] Epaulard, A., A. Pommeret. Recursive Utility, Growth, and the Welfare Cost of Volatility. Review of Economic Dynamics, 2003, 6(2): 672-684. [50] Fernandez-Villaverde, J., P. Guerron-Quintana, J. F. Rubio-Ramirez. The New Macroeconometrics: A Bayesian Approach. Working paper, 2009. [51] Finn, M. G. Energy Price Shocks, Capital Utilization, and Business Cycle Fluctuations. Institute for Empirical Macroeconomics Discussion Paper , Federal Reserve Bank of Minneapolis, 1991. [52] Finn, M. G. Perfect Competition and the Effects of Energy Price Increase on Economic Activity. Journal of Money, Credit and Banking, 2000, 32(3): 400-416. [53] Finn, M. G. Variance Properties of Solow’s Productivity Residual and Their Cyclical Implications. Journal of Economic Dynamics and Control, 1995, 19: 1249-1282. [54] Fisher, I. The Debt-Deflation Theory of Great Depressions. Econometrica, 1933, 1: 337-357. [55] Forni, L., L. Monteforte, L. Sessa. The General Equilibrium Effects of Fiscal Policy: Estimates for the Euro Area．Journal of Public Economics, 2009, 93: 559-585. [56] Francisco, J., R. Murcia. Methods to Estimate Dynamic Stochastic General Equilibrium Models. Journal of Economic Dynamics and Control, 2007, 31: 2599-2636. [57] Gali, J. Monetary Policy, Inflation, and the Business Cycle, Princeton: Princeton University Press, 2008. [58] Gali, J. Technology, Employment, and the Business Cycle: Do Technology Shocks Explain Aggregate Fluctuations. The American Economic Review, 1999, 89(1): 249-271. [59] Gali, J., J. D. Lopez-Salido, J. Valles. Understanding the Effects of Government Spending on Consumption. NBER Working paper, , 2005. [60] Gali, J., M. Gertler. Inflation Dynamics: A Structural Econometric Analysis. Journal of Monetary Economics, 1999, 44: 195-222. [61] Gali, J., M. Gertler. Macroeconomic Modeling for Monetary Policy Evaluation. Journal of Economic Perspectives, 2007, 21(4): 25-45. [62] Geweke, J. Contemporary Bayesian Econometrics and Statistics. A John Wiley & 122
华中科技大学博士学位论文 Sons, Inc., Publication, 1999. [63] Gilchrist, S., A. Ortiz, E. Zakrajsek. Credit Risk and the Macroeconomy: Evidence from an Estimated DSGE Model. Working paper, 2009. [64] Goodfriend, M., R. King. The New Neoclassical Synthesis and the Role of Monetary Policy. NBER Macroeconomics Annual, 1997, 231-283. [65] Gordon, R. J. Price Intertia and Policy Ineffectiveness in the United States, 1890-1980. Journal of Political Economy, 1982, 90(6): 1087-1117. [66] Hamilton, J. D. Oil and the Macroeconomy since World War II. Journal of Political Economy, 1983, 2: 228-248. [67] Hamilton, J. D. Oil and the Macroeconomy. In The New Palgrave Dictionary of Economics, edited by Stephen Durlauf and Lawrence Blume. NewYork: Palgrave MacMillan Ltd., 2008. [68] Hamilton, J. D. This is What Happened to the Oil Price-Macroeconomic Relationship. Journal of Monetary Economics, 1996, 39: 215-220. [69] Hamilton, J. D. Time Series Analysis. Princeton University Press. 1994. [70] Hamilton, J. D. What is an Oil Shock. Journal of Econometrics, 2003, 113: 363-398. [71] Hamilton, J. D., A. M. Herrera. The Oil Shocks and Aggregate Macroeconomic Behavior: The Role of Monetary Policy. Journal of Money, Credit, and Banking, 2004, 36(2): 265-286. [72] Hooker, M. Are Oil Shocks Inflationary? Asymmetric and Nonlinear Specifications versus Changes in Regime. Journal of Money, Credit, and Banking, 2002, 34(2): 540-561. [73] Hornstein, A., A. L. Wolman. Trend Inflation, Firm-Specific Capital, and Sticky Prices. Federal Reserve Bank of Richmond Economic Quarterly, 2005, 91(4): 57-83. [74] Hunt, B. Oil Price Shocks and the . Stagflation of the 1970s: Some Insights from GEM. The Energy Journal 2006, 27: 61-80. [75] Hunt, B. Oil Price Shocks: Can They Account for the Stagflation in the 1970. IMF Working Paper, 2005. [76] Iacoviello, M. House Prices, Borrowing Constraints and Monetary Policy in the Business Cycle, American Economic Review, 2006, 95(3): 739-764. [77] Ireland, P. N. A Small, Structural, Quarterly Model for Monetary Policy Evaluation. Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy, 1997. [78] Ireland, P. N. Endogenous Money or Sticky Prices. Journal of Monetary Economics, 2003, 50(8): 1623-1648. [79] Ireland, P. N. Technology Shocks in the New Keynesian Model. The Review of 123
华中科技大学博士学位论文 Economics and Statistics, 2004, 86(4): 923-936. [80] Jacquinot, P., M. Kuismanen, R. Mestre, M. Spitzer. An Assessment of the Inflationary Impact of Oil shocks in the Euro Area. The Energy Journal, 2009, 30(1): 49-83. [81] Jacquinot, P., R. Mestre, M. Spitzer. An Open-Economy DSGE Model of the Euro Area. Mimeo, European Central Bank, 2006. [82] Kerr, W., R. G. King. Limits on Interest Rate Rules in the IS Model. Federal Reserve Bank of Richmond Economic Quarterly. 1996, 82: 47-75. [83] Kim, I. M., P. Loungani. The Role of Energy in Real Business Cycle Models. Journal of Monetary Economics, 1992, 29: 173-189. [84] King, R. G., C. I. Plosser, S. T. Rebelo. Production, Growth and Business Cycles: Technical Appendix. Computational Economics, 2002, 20: 87-116. [85] King, R. G., C. I. Plosser. Money, Credit, and Prices in Real Business Cycle. American Economic Review, 1984, 74(3): 363-380. [86] Klein, P. Using the Generalized Schur Form to Solve a Multivariate Linear Rational Expectations Model. Journal of Economic Dynamics and Control, 2000, 24: 1405-1423. [87] Kydland, F. E., E. C. Prescott. Time to Build and Aggregate Fluctuations. Econometrica, 1982, 50(6): 1345-1370. [88] Laxton, D., P. Pesenti. Monetary Rules for Small, Open, Emerging Economics, Journal of Monetary Economies, 2003, 50: 1109-1146. [89] Leduc, S., K. Sill. A Quantitative Analysis of Oil-Price Shocks, Systematic Monetary Policy, and Economic Downturns. Journal of Monetary Economics, 2004, 51: 781-808. [90] Leduc, S., K. Sill. Monetary Policy, Oil Shocks, and TFP: Accounting for the Decline in US Volatility. Review of Economic Dynamics, 2007, 10: 595-614. [91] Levin, A., V. Wieland, J. C. Williams. Robustness of Simple Monetary Policy Rules under Model Uncertainty. in John, B. Taylor, ed., Monetary Policy Rules. Chicago: University of Chicago Press, 1999. [92] Linnemann, L., A. Schabert. Fiscal Policy in the New Neoclassical Synthesis. Journal of Money, Credit and Banking, 2003, 35(6): 911-929. [93] Long, J. B., C. I. Plosser. Real Business Cycles. Journal of Political Economy, 1983, 91: 39-69. [94] Lucas, R. E. Econometric Policy Evaluation: A Critique. Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy, 1976, 1(2): 19-46. [95] Lucas, R. E. Inflation and Welfare. Econometrica, 2000, 68: 247-274. [96] Lucas, R. E. Models of Business Cycles. Oxford: Basil Blackwell, 1987. 124
华中科技大学博士学位论文 [97] McCallum, B. T., E. Nelson. An Optimizing IS-LM Specification for Monetary Policy and Business Cycle Analysis. Journal of Money, Credit, and Banking, 1999, 31: 296-316. [98] Milani, F. Learning about the Interdipendence between the Macroeconomy and the Stock Market. University of California at Irvine, mimeo, 2008. [99] Monfort, A. A Reappraisal of Misspecified Econometric Models. Econometric Theory, 1996, 12, 597-619. [100] Nakov, A., A. Pescatori. Monetary Policy Trade-Offs with a Dominant Oil Producer. Journal of Money, Credit and Banking, 2010, 42(1): 1-32. [101] Nason, J. M., T. Cogley. Testing the Implications of Long-Run Neutrality for Monetary Business Cycle Models. Journal of Applied Econometrics, 1994, 9: 37-70. [102] Nistico, S. Monetary Policy and Stock-Price Dynamics in a DSGE Framework. LLEE Working paper, 2005. [103] Obstfeld, M., K. Rogoff. Exchange Rate Dynamics Redux. Journal of Political Economy, 1995, 103: 624- 660. [104] Phillips, A. W. Stabilization Policies in a Closed Economy. Economic Journal, 1954, 64: 290-323. [105] Prescott, E. C. Theory Ahead of Business-Cycle Measurement. Carnegie Rochester Conference Series on Public Policy, 1986, 25: 11-44. [106] Rissanen, J. Stochastic Complexity and Modeling. The Annales of Statistics, 1986, 14: 1080-1100. [107] Rotemberg, J. J. Prices, Output, and Hours: An Empirical Analysis Based on a Stick Price Model. Journal of Monetary Economics, 1996, 37:505-534. [108] Rotemberg, J. J. Stick Prices in the United States. Journal of Political Economy, 1982, 90: 1187-1211. [109] Rotemberg, J. J., M. Woodford. An Optimizing-Based Econometric Framework for the Evaluation of Monetary Policy. NBER Macroeconomics Annual, Cambridge, MA: MIT Press, 1997, 297-346. [110] Rotemberg, J. J., M. Woodford. Dynamic General Equilibrium Models with Imperfectly Competitive Product Markets. In Frontiers of Business Cycle Research, edited by Thomas Cooley. Princeton, .: Princeton University Press, 1995, 243-293. [111] Rotemberg, J. J., M. Woodford. Imperfect Competition and the Effects of Energy Price Increases on Economic Activity. Journal of Money, Credit, and Banking, 1996, 28: 549-577. [112] Sargent, T. J. Comment on Ball, forthcoming in Monetary Policy Rules. John B. 125
华中科技大学博士学位论文 Taylor, ed. 1999. [113] Sargent, T. J. An Interview with Thomas J. Sargent by George W. Evans and Seppo Honkapohja. Macroeconomic Dynamics, 2005, 9: 561-583. [114] Schmitt-Grohe, S., M. Uribe. Optimal Operational Monetary Policy in the Christiano-Eichenbaum-Evans Model of the . Business Cycle. Working paper, 2004. [115] Schmitt-Grohe, S., M. Uribe. Solving Dynamic General Eqiuilibrium Models Using a Second-Order Approximation to the Policy Function. Journal of Economic Dynamics & Control, 2004, 28: 755-775. [116] Schorfheide, F. Loss Function Based Evaluation of DSGE Models, Journal of Applied Econometrics, 2000, 15(6): 645-670. [117] Sidrauski, M. Inflation and Economic Growth. Journal of Political Economy, 1967, 75(6): 796-810. [118] Sims, C. Solving Linear Rational Expectations Models. Computational Economics, 2002, 20: 1-20. [119] Smets, F., R. Wouters. An Estimated Dynamic Stochastic General Equilibrium Model of the Euro Area. The European Economic Association, 2003, 1(5): 1123-1175. [120] Smets, F., R. Wouters. Shocks and Frictions in US Business Cycle: a Bayesian DSGE Approach. The American Economic Review, 2007, 97(3): 586-606. [121] Stengel, R. F. Optimal Control and Estimation. Dover Publications, 1994. [122] Tallarini, T. Risk Sensitive Real Business Cycles. Journal of Monetary Economics, 2000, 45(3): 507-532. [123] Taylor, J. B. Aggregate Dynamics and Staggered Contracts. Journal of Political Economy, 1980, 88(1): l-23. [124] Taylor, J. B. Discretion versus Policy Rules in Practice. Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy, 1993, 39: 195-214. [125] Theil, H. Economic Forecasts and Policy. 2nd ed. Amsterdam: orth-Holland, 1961. [126] Tinbergen, J. On the Theory of Economic Policy. 2nd ed. Amsterdam: North-Holland, 1952. [127] Tovar, C. E. DSGE Models and Central Banks. Economics: The Open-Access, Open-Assessment E-Journal, 2009. [128] Uhlig, H. A Tookkit for Analyzing Non-linear Dynamic Stochastic Models Easily. In Ramon Marimon and Andrew Scott Eds. Computational Methods for the Study of Dynamic Economics, Oxford University Press, New York, 1999, 30-61. [129] Walque, G. de., F. Smets, R. Wouters. An Estimated Two-Country DSGE Model for the Euro Area and the US Economy, Working paper, 2005. 126
华中科技大学博士学位论文 [130] Woodford, M. Firm-Specific Capital and the New-Keynesian Phillips Curve, International Journal of Central Banking, 2005, 1(2): 1-46. [131] Woodford, M. Interest and Prices: Foundations of a Theory of Monetary Policy. Princeton University Press, 2003. [132] 卞志村, 管征. 最优货币政策规则的前瞻性视角分析. 金融研究, 2005, 9: 31-38. [133] 卜永祥, 靳炎. 中国实际经济周期: 一个基本解释和理论扩展. 世界经济, 2002, 7: 3-11. [134] 陈昆亭, 龚六堂, 邹恒甫. 基本RBC方法模拟中国经济的数值试验. 世界经济文汇, 2004a, 2: 41-52. [135] 陈昆亭, 龚六堂, 邹恒甫. 什么造成了经济增长的波动, 供给还是需求: 中国经济的RBC分析. 世界经济, 2004b, 4: 3-11. [136] 陈昆亭, 龚六堂. 粘滞价格模型以及对中国经济的数值模拟——对基本RBC模型的改进. 数量经济技术经济研究, 2006, 8: 106-117. [137] 陈昆亭, 龚六堂. 中国经济增长的周期与波动研究——引入人力资本后的RBC模型. 经济学季刊, 2004, 3: 803-818. [138] 陈昆亭, 郑文风. 中国通货膨胀的福利成本. 世界经济文汇, 2007, 3: 87-100. [139] 陈太明. 中国经济周期的福利成本: 1978-2004. 数量经济技术经济研究, 2007, 1: 22-30. [140] 陈太明. 中国经济周期的福利成本差异性研究. 管理世界, 2008, 5: 12-29. [141] 陈彦斌, 霍震, 陈军. 灾难风险与中国城镇居民财产分布. 经济研究, 2009, 11: 144-158. [142] 陈彦斌, 马莉莉. 中国通货膨胀的福利成本研究. 经济研究, 2007, 4: 30-42. [143] 陈彦斌, 周业安. 中国商业周期的福利成本. 世界经济, 2006, 2: 11-19. [144] 陈彦斌. 中国经济增长与经济稳定: 何者更为重要. 管理世界, 2005, 7: 16-21. [145] 陈彦斌. 中国经济周期的异质性信念与福利成本. 管理世界, 2007, 9: 10-16. [146] 崔光灿. 资产价格、金融加速器与经济稳定. 世界经济, 2006, 11: 59-69. [147] 杜清源, 龚六堂. 带“金融加速器”的RBC模型. 金融研究, 2005, 4: 16-30. [148] 龚刚. 实际商业周期: 理论、检验与争议. 经济学(季刊), 2004, 7: 785-802. [149] 龚六堂, 谢丹阳. 我国省份之间的要素流动和边际生产率的差异分析. 经济研究, 2004, 1: 45-53. [150] 龚六堂, 邹恒甫, 叶海云. 通货膨胀与社会福利损失. 财经问题研究, 2005, 8: 3-10. 127
华中科技大学博士学位论文 [151] 贺云松. 利率规则的福利成本及对我国货币政策的启示——基于新凯恩斯DSGE模型的分析. 华东经济管理, 2010, 2: 73-78. [152] 胡永刚, 刘方. 劳动调整成本、流动性约束与中国经济波动. 经济研究, 2007, 10: 32-43. [153] 黄赜琳. 技术冲击和劳动供给对经济波动的影响分析——基于可分劳动RBC模型的实证检验. 财经研究, 2006, 32: 98-109. [154] 黄赜琳. 中国经济周期特征与财政政策效应——一个基于三部门RBC模型的实证分析. 经济研究, 2005, 6: 27-39. [155] 江群, 曾令华. 一般均衡框架下货币政策信贷传导渠道研究. 经济评论, 2008, 3: 60-66. [156] 蒋瑛琨, 刘艳武, 赵振全. 货币渠道与信贷渠道传导机制有效性的实证分析——兼论货币政策中介目标的选择. 金融研究, 2005, 5: 70-79. [157] 李成, 马文涛, 王彬. 通货膨胀预期与宏观经济稳定: 1995-2008——基于动态随机一般均衡模型的分析. 南开经济研究, 2009, 6: 30-53. [158] 李春吉, 孟晓宏. 中国经济波动——基于新凯恩斯主义垄断竞争模型的分析. 经济研究, 2006, 10: 72-83. [159] 李春吉. 中国货币经济波动的一般均衡分析. 财经研究, 2004, 10: 120-131. [160] 李浩, 胡永刚, 马知遥. 国际贸易与中国的实际经济周期——基于封闭与开放经济的RBC模型比较分析. 经济研究, 2007, 5: 17-26. [161] 李浩, 钟昌标. 贸易顺差与中国的实际经济周期分析: 基于开放的RBC模型的研究. 世界经济, 2008, 9: 60-65. [162] 李建阳, 朱启贵. 基于微观经济基础的真实商业周期理论分析——2004年诺贝尔经济学奖对中国的启示. 统计研究, 2005, 3: 7-13. [163] 刘斌. 我国DSGE模型的开发及在货币政策分析中的应用. 金融研究, 2008, 10: 1-21. [164] 刘斌. 最优货币政策规则的选择及在我国的应用. 经济研究，2003, 9: 3-13. [165] 刘斌. 最优前瞻性货币政策规则的设计与应用. 世界经济, 2004. 4: 12-18. [166] 刘尧成, 徐晓萍. 供求冲击与我国经济外部失衡——基于DSGE两国模型的模拟分析. 财经研究, 2010a, 3: 102-112. [167] 刘尧成, 徐晓萍. 消费替代弹性、经济开放与中国经济外部失衡. 统计研究, 2010b, 27(4): 19-27. [168] 刘尧成. 供求冲击与人民币汇率的波动: 基于DSGE两国模型的模拟分析. 南方经济, 2010c, 9: 29-39. 128
华中科技大学博士学位论文 [169] 饶晓辉, 廖进球. 平稳, 增长, 何者更重要. 统计研究, 2008, 6: 29-34. [170] 唐齐鸣, 熊洁敏. 中国资产价格与货币政策反应函数模拟. 数量经济与技术经济研究, 2009, 11: 104-115. [171] 王君斌, 王文甫. 非完全竞争市场、技术冲击和中国劳动就业——动态新凯恩斯主义视角. 管理世界, 2010, 1: 23-35. [172] 王君斌. 通货膨胀惯性、产出波动与货币政策冲击: 基于刚性价格模型的通货膨胀和产出的动态分析. 世界经济, 2010, 3: 71-94. [173] 吴利学. 中国能源效率波动: 理论解释、数值模拟及政策含义. 经济研究, 2009, 5: 130-142. [174] 奚君羊, 贺云松. 中国货币政策的福利损失及中介目标的选择. 财经研究, 2010, 2: 89-98. [175] 谢安. 对我国消费价格指数编制方法的一点看法. 统计研究, 1998, 3: 72-74. [176] 谢平, 刘斌. 货币政策规则研究的新进展. 金融研究, 2004, 2: 9-20. [177] 谢平, 罗雄. 泰勒规则及其在中国货币政策中的检验. 经济研究, 2002, 3: 3-12. [178] 许伟, 陈斌开. 银行信贷与中国经济波动. 经济学季刊, 2009, 2: 969-994. [179] 杨治国, 宋小宁. 随机开放经济条件下的均衡汇率. 世界经济, 2009, 9: 56-67. [180] 殷波. 投资时机、资产价格与最优利率政策: 对中国货币政策有效性的再解释. 世界经济, 2009, 3: 26-33. [181] 张超. 我国经济波动福利损失的经验估计. 经济学动态, 2010, 8: 30-33. [182] 张耿, 胡海鸥. 损失规避与经济波动的福利成本研究. 经济学季刊, 2007, 4: 1239-1254. [183] 赵留彦. 通货膨胀、政府收益与社会福利损失, 经济学季刊, 2008, 10: 179-196. [184] 赵振全, 于震, 刘淼. 金融加速器效应在中国存在吗. 经济研究, 2007, 6: 27-38. 129
华中科技大学博士学位论文 附录 攻读学位期间发表的论文目录 [1] 简志宏, 李霜. 鲁娟. 货币供应机制与财政支出的乘数效应. 中国管理科学, 2011, 19(2): 30-39. [2] 简志宏, 李霜, 信用摩擦与中国经济波动. 金融学季刊, 录用. [3] Jian Zhihong, Li Shuang, Zheng Junyao. Impact of Oil Price Shocks on China’s Economy. Proceedings of 2010 International Conference on Management Science & Engineering: 1503-1512. EI收录. [4] Jian Zhihong, Li Shuang. Dynamic Inflation Target and Its Impact on China’s Economy. Proceedings of 2010 International Institute of Statistics & Management Engineering Symposium: 44-51. ISTP收录. 以上署名单位均为华中科技大学. 130
