2014年第11期No. 11, 2014 4、.，.，何也(总第413期)General 外债期限、生产结构与价格波动汪莉尚弗(复旦大学经济学院，上海2∞433 ) 摘要:本文首先通过构建一个包含家庭、企业、政府和外贸部门的四部门DSGE模型对长期与短期外债冲击影响微观主体行为(主要是企业和外贸部门)和价格波动的途径进行了对比分析，研究结果表明，不同外债冲击作用于生产结构和价格波动的机制存在差异，对于长期外债来说，全要素生产率的提高发挥着重要作用，而对于短期外债来说，进口成本优势则是影响企业生产决策行为的重要因素，相比而言，长期外债的增加更有利于在长期内实现国内中间品对进口中间品的逐步替代，并且对通货膨胀有一定的抑制作用。在理论分析基础上，本文以中国2003年6月至2012年6月的季度数据为样本进行FAVAR检验，贝叶斯估计结果与模型预测基本吻合O关键词:外债期限;价格波动;DSGE JEL分类号:E32，目4，H63文献标识码:A文章编号:1∞2一7246(2014)11一∞94-15 一、引口2003年以来，受人民币升值预期和本外币贷款利差等因素的影响，我国对外债务短期化特征日益显现:截至2012年6月末，我国外债余额达亿美元，其中短期外债占比%，比2003年第二季度增加%。迅速膨胀的短期外债规模，引发了人们关于债务风险及其对宏观经济影响的讨论。目前，国内的大部分学者都从宏观上肯定了我国外债的安全性和风险可控性:庞大的外汇储备发挥着"稳定器"作用，足以覆盖外债偿付风险(郭田勇，2011;赵庆明，2011);而且短期外债的增加主要是贸易信贷的增加，即有真实的进出口贸易做基础，因此，从这个意义上讲我国外债仍属"安全"(李超，2011)。值收稿日期:2013-09 -03 作者简介:汪莉，复旦大学经济学院金融学博士，Email: 12110680041@ 尚蹄，复旦大学经济学院应用经济学博士后，中国金融期货交易所高级经济师、副研究员，Email .shwei@. *本文感谢国家社科基金重大项目"重构国际金融治理体系一一亚洲的视角和中国的选择"(项目号:KRH3246039)的资助，感谢复旦大学经济学院孙立坚教授、复旦大学金融研究中心博士后研究团队对本文提出的有益意见，感谢匿名审稿人的有益评论，文责自负。94
却14年第11期外债期限、生产结构与价格波动95 得注意的是，这些学者均是从宏观层面上得出了外债风险不大的结论，然而宏观安全性和可控性不一定意味着稳定性(李茂生，2011)，尤其是微观主体的稳定性，理由有以下几个方面:首先，从微观上看，借债主体如各类金融机构及企业在日常经营中面临着资金压力，特别是在境内融资难度增大及人民币升值预期的背景下，外债的流人有利于缓解借债主体特别是新兴产业的资金压力，为实现技术改造和产业升级提供有力支持，然而，短期外债由于其易受国际市场及经济金融形势变动的影响，较高的短期债务比例及其波动性加大了借债主体在不利外部冲击下陷入集中偿付问题甚至流动性危机的可能性，从而增加了微观主体经营的不确定性。其次，从我国外债类型上看，官方贷款比重逐渐下降而以短期、浮动利率为主的商业贷款维持在较高水平，这意味着当遇到国际金融市场大幅波动，商业贷款利率的提高会进一步加大微观借债主体的还贷压力。最后，从我国外债借债主体构成上看，我国国务院部委借人的主权债务比例逐年下降，2003年6月底，这一比例高达%，而至2012年第二季度，这一占比只有5%，与此同时，由金融机构及企业借人的非主权债务比例不断增加，例如，截至2012年第二季度，由中外资金融机构及外商投资企业借人的债务比例就高达%。金融机构及企业债务占比的增加使得这部分微观主体的不稳定性和偿付问题很可能引发系统性经济金融风险，加大宏观经济运行的潜在风险及不稳定性。由此可见，在我国外债总体宏观安全、可控的背景下，外债结构特别是期限结构对微观主体行为的影响及其可能产生的宏观经济潜在风险与波动仍不容我们忽视。①二、文献综述目前，与本文密切相关的文献主要包括两类:第一类文献侧重于从长期角度考察债务与宏观经济变量如经济增长、通货膨胀等的关系;第二类文献则侧重于从短期角度考察债务的经济波动效应。就第-类文献而言，可以发现这类文献主要关注于债务与宏观经济变量间的长期关系，债务一经济增长、债务一价格理论的发展支持了债务在宏观经济中有所作为的观点，也为我们从微观角度探讨外债的生产结构和价格效应奠定了基础:首先，依据债务一经济增长理论，一方面，政府债务可以通过资本累积和生产力提高促进经济增长(Pattilloet al. ,2004) ，另一方面，政府债务可以通过税收渠道(Diamond, 1965 ; BaITo , 1979 )、利率渠道(-Wo odford , 1990 ; Baldacci et al. ，2010)等挤出投资，阻碍经济和生产力的提高。其次，关于债务-价格理论的研究也同样存在分歧，主要有两种观点:债务一通胀论(Cochrane, 2001 ; Aizenman, and Marion, 2009 ; Reinhart and Rogo日，2010;Cochrane, 2011 )与债务一通①该部分的数据均是根据国家外汇管理局公布数据计算得到，其中外债余额数据统计不包括香港特区、澳门特区和台湾地区对外负债。2∞3年6月-2012年6月我国外债的季度波动图与各借债主体的借债余额在总外债中的占比变化趋势图受篇幅所限并未给出，可以向作者索要。
96 4、.，.，何也总第413期缩论(Taylorand O’Connell, 1985 ; Fisher, 1933 ; Guttmann ,2009) 0债务一通胀论认为过度负债的政府倾向于利用通货膨胀带来的货币贬值降低自身的实际债务负担(Aizenman and Marion, 2009) ，债务一通缩论则强调借债主体为清偿债务而抛售资产所引发的通货紧缩现象(Fisher ,1933) ,Guttmann (2009 )指出通缩带来的货币升值会进一步加重借债主体的债务负担。虽然，越来越多的研究向我们展示了债务在经济增长和价格波动中的重要作用，然而，我们发现这些研究还只是局限于宏观层面上的讨论，债务是通过怎样的微观机制影响主体生产行为和价格的呢?离开微观主体行为去讨论债务经济增长和价格效应对于我们解开债务-宏观经济关系的"黑箱子"并无益处。此外，通过文献的总结和分析，我们还发现债务与经济增长、价格间的关系会随着国家和债务类型的不同而呈现不同特征(Schclarek ,2004 ; Reinhart and Rogo筐，2010;Taylor et al. ,2012) ，基于我国对外债务短期化特征日益显现，商业贷款比重与非主权债务比重逐渐增加的现实背景，外债结构特别是期限结构对微观主体行为和价格影响的研究将有利于我们更好地了解外债的宏观经济效应，防范潜在风险。此外，外债具有的不同于其他债务的特征也决定了其影响经济增长与价格的独特机制。如果说第一类文献为本文的研究提供了理论与实证启发，第二类文献则为本文的研究提供了方法论与技术基础。自实际经济周期(RBC)理论创建以来，国外学界已经形成了较为完善的经济周期理论体系，经济波动问题得到了广泛的关注(Bianchi ,2009; Nolan and Thoenissen, 2009 ; Albertazzi and Gambacorta, 2009 ; Kollmann et 址，2011)，其中，与本文联系最为密切的便是债务对经济波动影响的讨论，然而，我们发现大部分学者均是从债务违约与经济周期关系的角度出发(Arellano, 2008 ; Asonu日1呵，2011;Mendoza and Yue, 2012) :如Arellano(2008)通过建立一个将违约风险内生化的小型开放经济随机动态模型，考察了债务违约概率、利率与产出波动间的关系，模型的模拟结果较好地刻画了阿根延利率与消费产出比波动的周期性特征。Mendozaand Yue ( 2012)在一般均衡的框架下，发现债务违约的金融加速器机制可以放大经济的波动，违约风险的存在使得企业的营运资本融资受限，资源的低效配置增加了债务违约的产出戚本。Asonumay(2011 )虽然强调的是惯序违约问题对经济周期的影响，但其关注的焦点仍未超出债务违约的范围。与这些文献不同的是，本文将重点刻画不同期限的债务(以外债为研究对象)形式对微观企业生产结构和价格波动的影响。由于我国中长期外债与短期外债具有不同的投资形式，例如中长期外债主要投向制造业，交通运输、仓储和邮政业，以及电力、煤气及水的生产和供应业等部门，而短期外债则主要以企业间贸易信贷和银行贸易融资形式体现①，因此，如何从中国实际出发，构建外债生产结构和价格效应的理论机制将是本文面临的重要挑战之一。值得一提的是，目前国内大部分学者主要从长期均衡的角度研究债务与宏观经济变量(主要是经济增长)的关系(马栓友等，2006;胡翠和许召元，2011;贾俊雪和郭庆旺，① 资料来源于国家外汇管理局网站。
2014年第II期外债期限、生产结构与价格波动97 2011) ，虽然近几年越来越多的学者致力于寻求中国经济波动来源及其影响(如范从来等，2012;魏巍贤等，2012)，债务尤其是外债的经济波动效应的研究目前仍属空白。因此，本文将在前人研究的基础上，重点考察债务对微观主体生产结构和经济中价格波动的影响。与以往研究相比，本文的创新之处在于:第一，本文首次从微观和宏观结合的角度出发，分别从理论和实证的角度进行分析。此前，虽然有国内学者提出债务的微观效应(李茂生，2011)，但尚未有人对此进行理论和量化分析。第二，本文在研究过程中区分了短期和长期外债的差异，从而更有利于指导实践。第三，在模型部分，本文构建了具有微观主体基础的DSGE模型，较好地刻画了不同期限的外债通过微观主体行为作用于进出口、通货膨胀等宏观经济变量的机制。第四，在实证分析部分，对于FAVAR模型的估计并没有采用一般的两步法而是运用贝叶斯技术进行估计以避免过度参数化问题。余文的结构安排为:第三部分将构建一个包含家庭、企业、政府和外贸部门的四部门DSGE模型，以刻画出长期与短期债务作用于微观主体行为和价格变动的传导机制;第四部分将通过数值模拟考察长期与短期债务冲击下，各生产决策变量和经济变量会做出怎样的反应;第五部分为实证分析部分，我们将以中国2∞3年6月至2012年6月的季度数据为样本，通过对FAVAR模型的贝叶斯估计来验证模型的预测;第六部分是结论。三、模型(一)本模型的中国特色之处首先，按照国民经济行业分类，我国中长期外债主要投向制造业，交通运输、仓储和邮政业，以及电力、煤气及水的生产和供应业等。因此，模型中长期外债冲击主要体现在其对全要素生产率的冲击。①其次，我国的短期外债主要以企业间贸易信贷和银行贸易融资的形式体现，截至2012年9月末，企业间贸易信贷占<7毛，银行贸易融资占% , 二者合计占短期外债余额的毛。②而且在外围市场利率普遍较低、人民币中长期升值预期持续的背景下，除了资金短缺的企业外，资金充裕企业也倾向于通过贸易信贷或贸易融资将人民币握在手中，这样，采用贸易信贷或贸易融资形式为进口品融资实际起到了降低企业进口品成本的作用，因此，可以认为这部分短期外债对经济的作用主要通过其对外贸部门进口成本的影响而发挥作用。③(Romer( 1986) ,Lucas( 1988) ，王小鲁等(2∞9)，如j秉镰等(2010)，刘生龙和胡鞍钢(2010)等的研究均肯定了交通运输业与其他基础设施行业发展对于提高我国全要素生产率的重要作用。以交通运输行业为例，交通基础设施的发展不仅可以通过扩大人员、商品、要素区域间流动带动知识、技术的传播，还可以通过经济集聚和市场扩张为规模效率的提高提供空间。:XtJ秉镰等(2010)通过2∞1-2007年相关数据研究发现这期间铁路和公路基础设施存量的增加共带动中国全要素生产率增长了%，占TFP整体增幅的%。② 数据来源于国家外汇管理局网站。③ 本文所建模型主要考察以贸易信贷利贸易融资形式存在的短期外债对经济的影响，暂不考虑以热钱形式流入国内的短期外债，后续理论研究可从这方面进行扩展。
98 4、.，.，何也总第413期下面本文将在外债短期化特征日益显现的背景下，通过将短期、长期外债冲击引入一个包含家庭、企业、政府和外贸部门的四部门DSGE模型，来考察短期和长期外债对微观主体生产决策及价格波动的影响。(二)经济主体的最优化决策1.家庭部门假设经济中存在着一个具有无限期寿命的代表性家庭，每期效用函数为矶=产1 -σ m卢+产(手)1-uτLnyn，其中C，为对最终产品的实际消费，手为实际货时，1 -σm r1 Tσ , P为最终产品价格n，，为劳动供给Jl，，、ψ分别为实际货币余额和闲暇在家庭效用中的权重，σc为消费的边际效用替代弹性，σm为实际货币需求替代弹性，σn为劳动供给弹性的倒数。为了保证平衡增长路径的存在，效应函数叽必须是关于C，和的齐次函数2(Farmer 1997;，王君斌，2010):::::; ，即σ=σm1。另外，叽>0。为了简化模型，假设居民不持有政府债券和国外资产，则该代表性家庭的预算约束为:Q，，，目‘、、、、‘，，，••z , Q’-1 -JCt+p;+Et 川+kr7=F?+W,, , 其中，叽为实际工资率r，为实际利率，7，为实际税收支付l为实际投资k为实际资本，，，，，存量，其满足方程:-δ) k= i(2) (1 + , , k’+1 s为资本折l日率。该代表性个人在预算约束(1)、(2)及给定最终产品价格实际工资P"Qt) _ l\t I=t , _:l . .r L tTt T’T ~ ". 率W和实际利率T的情况下选择|叭，以最大化一生效用，，EoUKHlf，Oν2.外贸部门外贸部门是本模型中完全竞争的最终产品生产者，其使用劳动、复合中间产品(包4括国内中间产品与进口中间产品)M和资本进行生产，生产函数为:，l!，<>n )αM <>k (My( m) ( ( ( m~ 3 ) ,’ n!,) l!,) , = ~L口，人，,其中，句，吨，αk分别为复合中间产品、劳动和资本在产出中的贡献份额，0<句，ααk< n'1 ，且满足αM+α+α= 10 A为全要素生产率，其变化Â服从一阶自回归过程:´n ，，, AÂρ川+BεN(OσBAA，为长期外债冲击，用以反映其对A，，) 0同时，根据前文分析，~LD",,’ "I;::: 全要素生产率的影响，变化满足:pεN(O~LD.，~ LD~W.'_1 + .，σω)。假设国, ,’ 内生产中间产品和进口中间产品的种类连续分布于区间[01]，，复合中间产品Mt(mf，m,’ )通过如下技术得到:l_l r . ，1..."上l" .1" 1μ+1μ] :::λ;( -λ)μ-1 ,,M( m(m( 4 ) m: m:) ,’) (1,，' ) , 1+问其中[ ( ，m~ m~iJ勺= ，，)f
2014年第11期外债期限、生产结构与价格波动99 和国内中间品的替代弹性，λ反映国内中间品需求占总中间品需求的比重，飞t代表U 1 + v’ 国内中间产品叫ε[0，1J间的替代弹性，一代表进口中间产品mj:，iE [0，1J间U 的替代弹性。若以PJ、Pf与P?表示进口中间品价格指数、国内中间品价格指数与复合中间品价格指数，则易得到如下关系成立:P?=[λ(P~)1节+(1-λ)(P; ) 1μ]古，m~ 4)μM" m; = (1 -λ) (去)咽。t期此外贸部门的利润函数为①:刮= ç盹ω肋"片ω川A剧~SD"Õ 其中，ÇSD"为短期外债对外贸部门进口中间品成本的冲击，其变化gSD，t满足:gSD,t 泸DgSD，，_l+ 8", 8SD"εN(O，σsD)，Pis 、PJ!t分别表示第i种国内中Iì司投入品与第j种进SD口中间投入品价格，它们与国内中间品价格指数町、进口中间品价格指数Pt*具有如下关系:p; = q( p~，y-ud diJ中，PJ=[kt)l叫]武这里假设进口中间品价格指数为外生变量，且其变动服从AR(1)过程:PJ=pp刻'P'~1+ 8尸川8尸"E N(O，σ尸，，)0 下面，可用两阶段法求解此外贸部门的利润最大化问题:在第一阶段此外贸部门在给定价格i町，可，叭，r，f时，选择|叫，m，'，rI"k{f最大化tM期利润函数:记=çw"A，(M，(m~ ,m;) )a(叫)问(州-zLpfmf-Pfmf-M-叫。~SD，t 第二阶段，在给定mf、mf时，选择mit，叫，"不难求得nzfs，nzJs分别满足以下关系:FTIJ:=(pur川(兰)国内中间品生产厂商存在[0，1J之间连续的垄断竞争中间品生产厂商，每个厂商采用下面的CES生产函数②:m~" = w"A" [ (1 -α)士(n~y士+α士(kft)I-士]击。其中，A川为国内中间品生产m率，其满足礼，t=·-1+SAm川8A"E N(O，σAmJ)，rzfzJfs分别为生产第i种中间产m品需要的劳动和资本投入，参数α反映资本收入占总产出的比重，K是劳动与资本的替代弹性。通过成本最小化及均衡条件mft=mf，kfz=町，町=n了，可以得到中间品生产① 该式右边的第一项为外贸部门使用劳动、复合中间产品(包括国内中间产品与进口中间产品)和资本进行生产的总产出，第二项至第五项分别代表进口中间品成本、国内生产中间品成本、劳动投入成本与资本投入成本。通过该式，我们可以看出外贸部门同时受到两种外债冲击:一是来自于长期外债的生产要素冲击，更多的长期外债可以提高要素生产率;二是来自于短期外债的生产成本冲击，短期外债提供的贸易使利可以降低企业的进口成本。② 同样，由前面的分析可知，国内中间品生产厂商直接受到的冲击仅为来自长期外债增加带来的全要素生产率的提高，短期外债冲击对于国内中间品生产无直接作用。
100 总第413期4、"销售2厂商对劳动力和资本需求的总量方程:n~ = (1 -α)( 叽) -K一旦」←(5) -/ ’mc, w.,A., / çω，Am.， mr. m~ k~ =α-, ) -K ? --, (6) mc, w.,Am., / çω"Am" 由于国内中间品市场处于垄断竞争状态，因此，生产中间品的厂商在需求约束下对中间品具有一定的定价权，这里我们假设厂商采用calvo(1983)定价策略，即每期只有(1-0)的中间品生产厂商可以进行价格调整，此时，可以用下面的利润最大化问题来描述厂商的定价行为:吧?咱[(Oß川P川叫了，Jstmfz叮=(丢)-udmiJ。(四)政府部门这里的政府是由中央银行和政府部门共同组成的广义政府，其行为受如下约束，其。Q，中，g，、T，分别为政府支出与税收收入:τ+g, =γT， 为简单起见，假设货币供应量、政府支出和税收均是外生的，并且其变化满足:(7) 0, =ρQO卜1+ 8Q," 8"εN(O，σQ) Q(8) ι= pl!ι1 + 8,,’ 8g"εN(O，σg) gT, =ρ千←1+ 8"" 8"，εN(O，σ，) (9) (五)市场出清本模型中最终产品市场、劳动力市场及资本市场的出清条件为:c, + k’+l -(1 -δ)k， + g, = Çw人(M, ( m~ ,m," ) )αM(叫)α"(!I，)α( 10) 叫+nf=叭，!I, + k~ = k, (11 ) 四、数值模拟与分析(一)参数校准首先通过联立稳态时的各方程我们可以得到各变量的稳态值，然后将由各经济主体行为最大化得到的动态系统在稳态附近对数线性化，并利用校准得到的参数借助toolkit软件包实现数值模拟。其中，参数校准主要采取如下两种方法:(1)参考相关的研究文献对参数进行赋值;(2)利用中国的实际宏观经济数据估计相关参数。需要说明的是本文对所有参数的取值均进行了相应的敏感性分析，发现结果较为稳健。具体校准过程如下:首先，与家庭部门有关的参数集合!σc,a,a，V，φ，βi中矶、内均取值为1，即实际消n Q 费与实际货币余额以对数形式进入家庭效应函数，这与国内袁申国等(2011)、谭政勋和王聪(2011)的研究相一致。劳动供给弹性的倒数叽一般取值于(，6)之间，这里参考王君斌(2010)的做法，取值为l。同许伟和陈斌开(2009)、范从来等(2012)一样，实际货币余额和闲暇在效用函数中的权重v、ψ分别设定为和。折现因子β参考黄志刚
2014年第11期外债期限、生产结构与价格波动101 (2009)、范从来等(2012)，取值为其次，与生产有关的参数集合忡，句，屿，吨，λ，μα，K，of中资本折旧率δ设定为，即相应的年折旧率为10%，与陈昆婷等(2004) ，一致。参考Mendozaand Yue(2012)对最终产品生产中中间投入品、资本与劳动份额的估算方法，利用我国1992-2010年间公布的投入产出表可得到参数阳、αk、απ的估计值分别为，和。根据CGE模型开发经验，模型中国内产品与进口品间的替代弹性μ、国内中间品需求占总中间品需求之比λ、中间品生产函数中劳动力与资本的替代弹性分别取值为、与(刘斌，2010)。资本份额α参照张军和章元(2003)、林细细和龚六堂(2007)等人数据，取值为。每期不能进行价格调整的厂商比例。设为，与刘斌(2010)一致。最后，与外生冲击~"’ ~、PJ、&、ι、手t有关的参数集即一阶自回归前的系数lpgw，pgSD，ρP事，ρQ,pg ,pT f及残差项的方差|σω，σ旬，σP',(TQ’ σg ,(TT f则是选用我国2003年6月至2012年6月间对应的宏观经济季度数据估算得到。具体过程如下:首先整理得到相应时间段内我国长期外债、短期外债、进口价格指数、货币供应量、政府支出、政府税收的季度数据;然后用CPI将除进口价格指数外的变量转换成实际值，并用X-ll方法对所有变量进行季节调整。接下来将季调后的变量取对数，并用H-P滤波方法得到偏离趋势的波动。最后用得到的波动序列进行AR(1)过程的估计即可得到与外生冲击相关的参数。与技术冲击A、Â相关的参数ipAJm，町，σAJ则参考刘斌(2010)取值。①(二)数值模拟结果与分析图1-图3分别表示各类中间产品生产、中间品价格及最终产品产出对长期外债和短期外债冲击的脉冲响应图。结果显示，虽然长期与短期外债的增加均有利于最终产品产出的提高(图3)，但长期外债与短期外债冲击对最终产品产出的拉动作用强度、各类中间产品的生产及其价格变动的影响均存在差异(图1-图3):首先，我们看各类中间产品的生产对于冲击的反应(图1)，当长期外债增加时，进口中间品短期出现正向效应，随后该效应迅速减弱并转换为负值，国内中间品生产虽然在短期内有所被动，但总体上一直表现为正向效应;而当短期外债增加时，国内中间品与进口中间品的表现与前一情况大致相反，其中进口中间品在短期外债冲击下出现明显的正向反应，且持续较长时间，而国内中间品只在短期内出现正向反应，随后迅速变为负值。依据模型，我们可以找到国内外中间品变动的理论依据:长期外债冲击下国内外中间品投入的变动趋势取决于模型中两种效应相互作用的结果，其中，第一种效应来自外贸部门全要素生产率的提高及生产函数要素投入间的互补性，外贸部门的最优化行为使得国内外中间品投人随着全要素生产率的提高均有所增加，第二种效应来自于国内中间品生产部门全要素生产率的提高及国内中间品厂商实际边际成本的下降，国内中间品厂商的最优定价策略降低了国内中间品的价格，价格优势使得国内中间品对进口中间品产生替代效应;相比于长期外债冲击，短期外债冲① 每一参数具体取值可向作者索耍，考虑到篇幅，这里不再以表格形式给出。
102 总第413期4、.Ir'何也击只体现在外贸部门进口中间品成本上，国内外中间品技入的变动取决于外贸部门的最优化行为，一方面，外贸部门在短期债务冲击下增加进口中间品投入的同时由于生产函数要素投入间的互补性带动了国内中间品的投入，另一方面，更具成本优势的进口中间品对国内中间品形成了替代效应。因此，结合数值模拟结果可知，当经济受到长期外债冲击时，对外部门、中间品生产部门全要素生产率的提高带来的生产扩张使得国内外中间品投入短期内由于要素互补性均有增加，而从长期来看，随着国内中间品部门生产效率的提高，国内中间品对进口中间品的替代效应居于主导地位，这便体现为长期外债冲击对国内生产中间品的正效应及其对进口中间品的负效应;当短期外债增加时，对外部门所获得的进口成本优势使得其会更加倾向于增加国外中间品的进口与生产投入，这要求短期内适当增加与之相匹配的国内中间品投入，然而长期来看，更低成本的进口中间品对国内中间品的替代效应使得国内中间品技入逐渐减少。其次，我们考察国内生产的中间品价格对长期和短期外债冲击的不同反应(图2)，在长期外债冲击下，国内中间品价格先出现正向效应随后开始以较快速度逐渐降低，并变为负值，而在短期外债冲击下，国内中间品价格虽然也出现明显的正向效应但下降速度较为缓慢。这一数值模拟结果同样也与上文分析的长短期外债冲击下不同的理论机制有关:长期外债冲击下，一方面，外贸部门全要素生产率的提高及生产函数要素投入间的互补性在增加外贸部门国内中间品投入需求的同时对国内中间品价格形成上涨压力，而另一方，国内中间品生产部门全要素生产率的提高及国内中间品厂商实际边际成本的下降通过国内中间品厂商的最优定价策略起到了降低国内中间品价格的作用;与长期外债冲击相比，短期外债冲击则与外贸部门最优化行为产生的两类效应相关，一方面，外贸部门在短期债务冲击下生产函数要素投入间的互补性起到了提高国内中间品价格的作用，另一方面，更具成本优势的进口中间品对国内中间品形成的替代效应则会导致更低的国内中间品价格。因此，结合数值模拟结果可知，当长期外债增加时，国内中间品投入需求的暂时增加短期内推动了中间品价格的抬高，然而国内中间品部门生产效率在长期内起到了抑制中间品价格的作用，使得中间品价格以较快速度下降，当短期外债增加时，国内中间品投入需求的暂时增加同样起到了推高中间品价格的作用，然而，受中间品部门生产的价格粘性影响，外债冲击对中间品价格的正向效应只是以较为缓慢的速度减弱。最后，由图3我们发现虽然长期与短期外债的增加均有利于最终产品产出的提高，但长期外债与短期外债冲击对最终产品产出的拉动作用强度却存在差异，总体来说，长期外债对产出的推动作用更为明显。当经济受到长期或短期外债冲击时，虽然国内外中间产品对冲击的反应有所差异，但复合中间产品投入在这两种冲击下均表现为正效应，这也部分解释了为什么两种冲击下的最终产品产出均有增加。然而，我们发现在这两种冲击对复合中间品投入带来的正效应的持续性存在差异，在长期外债冲击下，该正效应更加具有持续性，而短期外债冲击下的正效应却逐渐降低为零，由此可见由生产率提高带来的产出增加将比进口成本降低带来的产出增加更为明显，且更加具有持续性。
2014年第II期外债期限、生产结构与价格波动103 a3 a llMW、r 时瞌噩在的产掉回偏品生商产国进为内口O生咱产外部\的\中间曲中间、、、.一一---\、-、、、门的晶中晶阅衍入。、、"-田""l 、一-一时艳幸的偏离为0、-一量辑产品生产部门的中间投入、。25、国内生产的中间品、、---~圈外进口的中间品、、当王 4ξ 在.\ 阳革: ~A\t\ 、事。Irt\.'\革 、、自、 、、、、h、R川-< 、闺"--…~…m一气-----…-< 0 4 季度季匮图1(a) 长期外债对中间品生产的冲击图1(b)短期外债对中间品生产的冲击图1长期与短期外债对中间晶生产的冲击。回o曲(川o咽-一一时稳幸的偏离为0一一-对撞击的偏离步!10。σ7-.--.回内生产的中间品价格----国内生产的中间品价格J’ 、-一一组合中闸品价格0.()5 --量合中间品价格\ \ 去。:t气、去。但\ 、、30嗣\ \ i 、I N 、K 。、O.但、O、。电、ho 、hs 、 、、-{)回、、h ~f o -< 8 -<J吨。4 季直'在~图2(a)长期外债对中间品价格的冲击图2(b)短期外债对中间品价格的冲击国2长期与短期外债对中间晶价格的冲击 -一对撞在的偏离为。撞.幸的偏离为。--最终产品产出--矗酶产品产出 运念国川阴晴罐罐 -().4 -().02 -().6 4ρ3 -().8 0 4 0 4 季度季匮图3(长期外债对最终产品产出的冲击图3(b)短期外债对最终产品产出的冲击a) 圈3长期与短期外债对最终产品产出的冲击
总第413期104 4、Ir椅也综上所述，正是由于长期外债与短期外债冲击对外贸部门及整个经济的影响机制存在差异，才使得最终产品生产、中间产品生产与进口以及中间品价格对冲击的反应有所不同。对于长期外债来说，全要素生产率的提高发挥着重要作用，而对于短期外债来说，进口成本优势则是影响企业生产决策行为的重要因素。通过上述分析，我们发现，相对于短期外债而言，长期外债冲击对于最终产品生产部门产出的增加具有更加积极、持续的推动作用，且其带来的国内中间品对国外中间品的替代效应也将有利于本国中间品生产企业的发展，同时，全要素生产率提高对中间品价格的抑制作用也有利于一定程度上减轻企业生产的成本压力及整个经济的通货膨胀压力。值得说明的是，虽然短期外债的直接作用是降低了对外部门的进口成本，但短期内国内中间品价格的上升使得短期外债对企业生产成本的影响取决于这两种价格变动的共同作用。另外，本文的理论模型并没有考虑以热钱形式流入的短期外债，如果将此类因素考虑在内，短期外债冲击带来的国内通货膨胀压力将会更大，所以后续的研究可尝试从这一角度进行相应的理论扩展。五、基于FAVAR的实证检验至此，我们只是通过DSGE模型从理论上支持了长短期外债增加对企业生产行为和整个经济的不同影响，然而由于DSGE模型很难包括所有现实中的各经济部门，模型的结果并不一定完全代表现实情况，那么，现实中的情况是杏与模型预测结果相吻合呢，为了解开这一疑问，下面我们将利用FAVAR模型对现实情况进行检验。(一)FAVAR模型的建立与估计方法选取传统模型-VAR与SVAR模型均是建立在有限信息集上的模型，研究者借助这类模型只能观测到模型中己包含变量的脉冲响应，并且模型中变量的选取具有一定随意性。( Bernanke et al. ,2005) 0而FAVAR模型通过实现因子分析与VAR模型的结合可以克服这些问题，较好地描述出经济变量对一系列冲击的反应。值得注意的是，考虑到FAVAR模型可能存在的过度参数化问题，我们并没有采用一般的两步法进行估计，而是通过贝叶斯方法和吉本斯抽样技术实现模型的估计。(二)变量选取与数据处理本文使用中国2003年6月至2012年6月的季度数据样本进行分析，除国内生产总值、居民消费价格指数、短期外债和长期外债外，我们通过参考Bernankeet al. (2005)、范从来等(2012)的研究，根据问题的实际需要及实际的可得性，还选取了70个用以描述宏观经济变量的指标，大致可分为如下五类:第一类是与消费投资相关的变量，主要包括消费品零售、固定资产投资、商品零售价格指数、企业商品价格指数、工业生产者购进价格指数等。第二类是与国际收支相关的变量，主要包括外商直接投资、经常项目差额、进出口总额、初级产品进出口、工业制品进出口、进料加工贸易、汇率等。第三类是与居民生活和就业相关的变量，主要包括消费者信心指数、消费者预期指数、城镇登记失业人数、在岗职工人数等。第四类是与财政收支相关的变量，主要包括政府的企业所得税、增值税等各项
2014年第11期外债期限、生产结构与价格波动105 税收收入及政府的支出等。第五类是与金融相关的变量，主要包括货币供应量(MO，Ml，M2)、再贴现率、存贷款利率、隔夜拆借利率、股票市值与成交量等。①本文所用数据主要来源于CEIC数据库、人民银行网站、国家外汇管理局网站。数据处理过程如下:首先，将所有以美元计价数据通过汇率转换成人民币计价数据;其次，将所有月度数据通过将每季度的三个月进行平均得到相应的季度数据;然后，利用以2003年6月为定基的CPI数据将所有名义变量转换成实际值;最后，我们对相关数据(比率数据除外)取对数并用X-ll方法进行季节调整。(三)脉冲响应分析及其与理论预测的比较这里我们将主要考察各类价格及进口相关指标对短期和长期外债冲击的脉冲响应函数图。②从各类价格指标对短期和长期外债冲击的反应图中，我们发现，短期外债冲击对商品零售价格指数与企业商品价格指数均具有短期正向效应，同时，反映企业成本的企业购进价格指数在短期内也会有所增加，而短期外债冲击对CPI却具有持续的正向作用;相比之下，长期外债冲击对商品零售价格指数、企业商品价格指数与企业购进价格指数的影响短期内均为负，此后虽有波动，但长期来看，仍具有负向作用。总体而言，短期债务冲击将带来更大的企业戚本压力(至少在短期内是如此)与经济的通货膨胀压力O再看各项进口指标对短期和长期外债冲击的反应，我们发现，短期外债对初级产品进口、工业制品进口、进料加工贸易进口及进口总额均具有正向冲击，且持续期间较长;而长期外债对这些指标的冲击却刚好相反，表现为持续的负向冲击。总体上，实证分析结果与理论预测较为一致，从而支持了本文理论分析框架对现实具有一定的解释力:短期外债冲击虽然会降低企业的进口成本，但由国内中间品需求暂时性的上升所推动的价格上涨其实增加了企业生产成本与经济通货膨胀的压力，而长期外债冲击下中间品及最终产品生产部门全要素生产率的提高则有利于降低企业成本与经济的通胀压力;另外，各项进口指标对短期、长期外债冲击的不同反应一定程度上支持了短期与长期外债冲击下国内外投入品问替代效应的差异，短期外债冲击引起的进口中间品的成本优势可能会带来长期内进口产品对国内中间品生产的替代效应，而长期外债冲击引起的国内中间品生产效率的提高则可能在较长的时间内实现国内中间品对进口品投入的替代，从这个意义上说，长期外债增加更加有利于本国中间品生产企业的长足发展。① 现实中，国内生产总值、居民消费价格指数、长期外债、短期外债等变量间关系还可能受到其他变量的影响，例如，消费者在进行消费决策时可能受到居民生活、就业相关变量指标的影响，如在消费信心指数下降失业率上升的背景下，消费者很可能会减少自己的开支，增加自己的预防性储蓄;生产者在进行生产决策时可能考虑的不仅仅是外债冲击带来的要素生产率和生产成本的变动，他们可能还会考虑国际收支、政府税收和金融相关变量指标的变动，如当税率增加时企业减少生产。而所有的这些关于居民生活就业、国际收支、财政和金融发展的信息无法反应在传统VAR模型中，由此可见，FAVAR模型充分考虑了模型关键变量外的经济信息，更加符合现实。② 受篇幅所限，这里不再给出各类价格及进口相关指标对短期和长期外债冲击的脉冲响应函数图，但可向作者索要。
106 总第413期4、"1If也六、结论本文首先通过构建一个包含家庭、企业、政府和外贸部门的四部门DSGE模型对短期与长期外债冲击影响微观主体行为(主要是企业和外贸部门)和价格、波动的途径进行了对比分析。研究结果表明，不同外债冲击作用于生产结构和价格波动的机制存在差异，对于长期外债来说，全要素生产率的提高发挥着重要作用，而对于短期外债来说，进口成本优势则是影响企业生产决策行为的重要因素:长期外债的增加有利于促进国内中间品和最终产品部门生产效率的提高，从而在长期内实现国内中间品对进口中间品的逐步替代，然而短期外债冲击却可能使得国内生产越来越依赖于更有成本优势的进口中间品，虽然在短期内可能对国内中间品生产形成正效应，但长期来看，却不利于国内中间品生产企业的发展;另外，长期外债冲击下全要素生产率提高对中间品价格的抑制作用也有利于一定程度上减轻企业生产的成本压力及整个经济的通货膨胀压力，而短期外债对企业生产成本与通货膨胀的影响则取决于进口价格和国内中间品价格变动的相对强弱。在理论分析基础上，本文还建立了FAVAR模型进行实证分析。贝叶斯估计结果一定程度上支持了理论模型中长短期外债冲击作用于生产结构和价格波动机制的合理性。相比之下，长期外债更加有利于国内生产企业的长远发展和经济的价格稳定。因此，虽然在现阶段我国外债总体上具有宏观安全性和风险可控性，我们仍需密切关注外债期限的变化及其对微观主体生产结构与经济价格波动的影响。特别是在我国外债短期化特征日益突出的背景下，适当地提高中长期贷款比例不仅有利于增加企业负债的稳定性，还有利于提高国内企业的竞争力。此外，地方政府和企业也要注重提高外债使用的效率，规范外债资金管理，将外债资金更多地投向那些能真正带动经济发展和行业进步的建设，高度警惕部分短期外债以热钱形式流人国内股市、楼市。参考文献[ 1 J陈昆亭、龚六堂和邹↑亘甫，2∞4，{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》第4期，第3-31页。[2J范从来、盛天翔和王宇伟，2012，{信贷量经济效应的期限结构研究}，{经济研究》第1期，第80-91页。[3 J郭田勇，2011，观点参见《短期外债总体安全、未来仍需特别关注}，{金融时报》。[4J胡翠和许绍元，2011，{对外负债与经济增长}，{经济研究》第2期，第19-30，58页。[5J黄志刚，2009，{加工贸易经济中的汇率传递:一个DSGE模型分析}，{金融研究》第11期，第32-48页。[6J贾俊雪和郭庆旺，2011，{财政规则、经济增长与政府债务规模}，{世界经济》第1期，第73-92页。[7J李超，2011，观点参见《短期外债占比偏离、总体风险可控}，{21世纪经济报道》。[8J李茂生，2011，观点参见《我国外债不存在偿还风险}，{人民日报海外版》。[9J林细细和龚六堂，2007，{中国债务的福利损失分析}，{经济研究》第1期，第56-67页。[10J刘斌，2010，{动态随机一般均衡模型及其应用}，中国金融出版社。[11 J刘秉镰、武鹏和刘玉海，2010，{交通基础设施与中国全要素生产率增长}，{中国工业经济》第3期，第54-64页。
2014年第11期外债期限、生产结构与价格波动107 [12J刘生龙和胡鞍钢，2010，{基础设施的外部性在中国的检验:1988-2∞7}，{经济研究》第3期，第4-15页。[13 J马栓友、于红霞和陈启清，2006，{国债与宏观经济的动态分析}，{经济研究》第4期，第35-46页。[14]谭政勋和王聪，2011，{中国信贷扩张、房价波动的金融稳定效应研究}，{金融研究》第8期，第57-71页。[ 15 J王君斌，2010，{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》第3期，第71-94页。[16J王小鲁、樊纲和刘鹏，2009凡中国经济增长方式转换和增长可持续性}，{经济研究》第1期，第44-47页。[17 J魏巍贤、高中元和彭翔字，2012，{能源冲击与中国经济波动一)基于动态随机→般均衡模型的分析}，{金融研究》第1期，第51-64页。[18J许伟和陈斌开，2010，{银行信贷与中国经济波动:1993-2∞外，{经济学(季刊。第3期，第102-114页。[19J袁申国、陈平和刘兰凤，2011，{汇率制度、金融加速器和经济波动}，{经济研究》第1期，第57-70，139页。[20J张军和章元，2∞3，{对中国资本存量K的再估计}，{经济研究》第7期，第37-40页。[21]赵庆明，2011，{中国短期外债两年翻番、偿付风险仍可控}，{第一财经日报》。[22JAizenman,J. ,and N. Marion，2∞9， "Using Inflation to Erode the US Public Debt" ,Working Papers, UC Santa Cruz Eco›nomics Department,No. 661. [23 J Albertazzi, U. ,and L. Gambaco白，2009，"Bank Profitability and the Business Cycle" ,lournal 01 Financial Stability ,5, pp. 393 -409. [24 J Arellano, C. ，2∞8， "Default Risk and Income Fluctuations in Emerging Economies" ,American Economic Review, 98, pp 690 -712. [25 J Asonumay, T. ，2011，吁erialDefault and Debt Renegotiation" ,Unpublished Paper, Boston University. [ 26 J Baldacci ,E. ，皿dM. Kum町，2010，"Fiscal Deficits, Public Debt and Sovereign Bond Yields"IMF Working Paper,No. 10/184. [27 J Barro,R. J. ,1979," On tbe Determination of the Public Debt" ,]ournal 01 Political Economy ,87 ,pp. 940 -971. [28 J Bernanke, B. S. , J. Boivion, and P. Eliasz ,2005, "Measuring the Effecls of Monet町Policy:AFactor--Augmented Vec›tor Autoregressive ( FA V A R) Approach" , Quarterly lournal 01 Economics , 120 , pp. 387时422.[ 29 J Bianchi , J. ,2009," Overborrowing and Systemic Externalities in出eBusiness Cycle" , American Economic Revi酬，101，pp. 3400 -3426. [30 J Calvo, G. , 1983, "Staggered Prices in a Utility Maximizing Framework" , lournal 01 Mo阴阳ryEconomics, 12, pp. 383 -398. [31] Cochrane,J. ,2001, "Long -Term Debt and Optimal Policy in the Fiscal ηleoηof the Price Level" , Econo阳trica，69，pp. 69 -116. [32] Cochrane,J. ,2011," Vnderstanding Policy in tbe Great Recession: Some Unpleasant Fiscal Arithmel c" ,European Eco›nomic Review, 55 (1), pp. 2 -30. [33] Diamond, P. A., 1ω9衍65，"Na甜tlOn1126 -1150. [34 J Farmer,R. E 儿，1997, "Money in a Real Business Cycle Model" , lournal 01 Money, Creditαnd Banki略，29，pp. 568 -611 [35]F胁时，I., 1933 ," The Debt -Deflation Theoηof Great Depressions" , Econometrica, 1 , pp. 337 -357 [ 36 J Guttmann，氏，2∞9, .. Asset Bubbles, Debt Deflation, and Global Imbalances" , Working Paper, International Economic Policy lnstitute,0 6. [37 J Kollmann, R. ,Z. Ender毡，andG. J. Muller,201l, "Global Banking and International Business Cycles" , Europeαn Eco›nomic R~即回w,55, pp. 407 -426. [38JLucas,R. J. ,1988, "()n出eMechanics of Economic Development" ,loumal 01 Monetary Economics ,22 ,pp. 3 -42.
108 总第413期4、'"仔也[39] Mendoza, E. G. ,and V. Z. Yue,2012," A General Equilibrium Model of Sovereign Default and Business Cycles" ,Quar 阳rlylournal of Ecorwmics, 127 ,pp. 889 -943. [ 40 ] Nolan, C. ,and C. Thoenissen ，2∞9， "Financial Sh时ksand the VS Business Cycle" .Joumal of Monet町，Ecorwmω，56，pp. 596 -604 [ 41] Pattillo, C. , H. Poirson, and 1. A. Ricci. 2∞4. "What Are the Channels Through Which Extemal Debt Affects Growth?" IMF Working Paper WP/ω/15. [ 42 ] Reinhart , C. M. ,and K. S. Rogo筐，20\0，"Growth in a Time of Debt" ,American EcorwmiεReview， 100(2) ,573 -578. [43] Romer ,P. M. ,1986," Increasing Returns and Long -run Growth" ,lournal of Political Economy ,94 ,pp. 1002 -1037. [44 J Schlarek ,A. ,2004, "Debt and Economic Growth in Developing Industrial Countries" ,mimeo [45JTayor,L ,R. P. Christian,L Carvalho,and N. Barbosa,2012 , "Fiscal Deficits,Economic Growth and Government Debt m由eUSA" ,loumal of Economics ,36 , pp. 189 -204. [46 ] Taylor ,L ,and Stephen. A. O’Connell, 1985," A Minsky Crisis" ,Quarterly lournal of E，ωrwmÍC5， 100, pp. 871 -885 [ 47JWoodford，悦，1990，"Public Debt as Private Liquidity" ,American Economic Rev脚，8D(幻， -388. External Debt Maturity, Production Structure and Price VolatiIity WANG Li SHANG Wei (School of Economics, Fudan University) Abstract: This paper firstly proposes a four -sector DSGE rnodel, including the household, the finn, the gov›emment and the foreign trade sector, to compare the mechanisms through which long -term and short -term foreign debt mpact the production structure and p口cevolatil ty. For long一tenndebt, the enhancement of FrP plays an important role. For short -term debt, import -cost advantage is a significant cons deration. Thus, an increase in foreign debt can do more favor to hoost the gradual suhstitution of domestic intermediate goods for imported goods and curb the inflat on. ased on theoret cal analys s, we use the qu町terlydata of China between June 2003 and June 2012 to perform a FA V AR test. Bayes an estimation results are basically consistent with model predictions. Key words: Extemal debt maturity, Price volat lity, DSGE (责任编辑:王鹏)(校对:WH)
