部門沖擊與整體沖擊的宏觀經(jīng)濟效應分析

摘 要：基于不同部門異質(zhì)性顯著存在的事實，以我國統(tǒng)計CPI的8大部門為例，采用2002年第1季度至2012年第4季度的數(shù)據(jù)，考察部門外生供給沖擊與總供給沖擊對于整體通貨膨脹的影響，發(fā)現(xiàn)食品部門供給沖擊對于整體通貨膨脹的沖擊效應最大，并且不同部門的外生供給沖擊對于整體通貨膨脹具有不同的沖擊效應；在此基礎上，條件方差分解的結(jié)果表明，食品部門、衣著部門供給沖擊以及總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動中扮演著重要的角色，而其余部門供給沖擊對于整體通貨膨脹波動具有相對較小但卻持續(xù)性較強的作用。研究表明，忽略不同部門的異質(zhì)性而基于整體經(jīng)濟建模，可能引起結(jié)論的偏誤；我國食品部門供給沖擊對于通貨膨脹具有最大的效應，穩(wěn)定物價首先需要穩(wěn)定食品部門的價格。

關鍵詞：部門沖擊；整體沖擊；供給沖擊；通貨膨脹；沖擊效應；動態(tài)隨機一般均衡；結(jié)構(gòu)動態(tài)因子；CPI

中圖分類號：F015；F822.5；F224.0 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8131（2014）06-0043-09

一、引言

近十年來，由于新凱恩斯主義模型在對現(xiàn)實經(jīng)濟的刻畫上具有不可替代的優(yōu)勢，因而其成為各國中央銀行與政策制定者進行宏觀經(jīng)濟分析與政策效應評估的重要工具。然而，新凱恩斯主義模型在不斷逼近現(xiàn)實經(jīng)濟的過程中卻存在一個顯著的不足，即忽略不同部門之間的差異或者異質(zhì)性而將現(xiàn)實經(jīng)濟看做一個整體，陳利鋒（2014a）將這一建模方式稱為基于整體經(jīng)濟的建模方式。顯然，這一建模方式與現(xiàn)實存在嚴重的不一致，因為現(xiàn)實經(jīng)濟中不同部門之間存在較大的差異。

針對這一不足，F(xiàn)oerster等（2011）構(gòu)建了一個基于部門異質(zhì)性的結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型以考察部門沖擊與整體沖擊的效應，研究發(fā)現(xiàn)部門沖擊與整體沖擊對于產(chǎn)出具有不同的沖擊效應。這表明基于整體經(jīng)濟建模來考察外生沖擊的效應可能由于模型設定偏誤而造成結(jié)論的偏誤。王佳和張金水（2011）對結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型進行改進，并考察了7部門動態(tài)隨機一般均衡模型中部門沖擊與整體沖擊的效應；王佳和王文周等（2013）進一步對7部門動態(tài)隨機一般均衡模型進行改進，以包含資本與勞動的不可替代性，進而考察了部門沖擊與整體沖擊的效應。這些研究主要考察的是外生沖擊對于產(chǎn)出的效應，在進行模型動態(tài)分析的過程中，這些模型均缺少對于價格的分析。但是現(xiàn)實經(jīng)濟中，價格以及與之相關的通貨膨脹或者消費者物價指數(shù)（即CPI）是政策制定者、企業(yè)以及消費者十分關注的變量，并且通貨膨脹也是評估宏觀經(jīng)濟政策效果的重要指標。因此，在結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型中引入價格以及通貨膨脹因素具有重要的現(xiàn)實意義。

但是，如何在模型中引入通貨膨脹呢？由于已有的結(jié)構(gòu)動態(tài)因子均基于變量的實際值（Real Value）建模，因而一個可供選擇的途徑是采用名義變量（Nominal Variable）建模，從而可以將部門以及整體價格水平引入模型框架中。但是如果在模型中引入部門價格水平與整體價格水平，與之相關的另一個問題是，如何將二者聯(lián)系起來呢？參考Le Bihan和Matheron（2012）以及侯成琪和龔六堂（2013）關于核心通貨膨脹的研究，我們通過新凱恩斯主義經(jīng)濟學的元素將部門與整體產(chǎn)出水平、部門與整體價格水平聯(lián)系起來，并且設定價格水平的調(diào)整存在名義價格剛性，具體表現(xiàn)為在任意時期僅有部分企業(yè)進行價格調(diào)整。名義剛性的引入使得模型能夠更好地反映現(xiàn)實經(jīng)濟，因為現(xiàn)實經(jīng)濟中并非所有的企業(yè)均同時同步調(diào)整產(chǎn)品價格。之所以在結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型中引入新凱恩斯主義元素，原因在于新凱恩斯主義模型框架較好地刻畫了中國經(jīng)濟的現(xiàn)實，即具有較強壟斷勢力的國有企業(yè)與面臨激烈競爭的市場環(huán)境的中小企業(yè)并存（王君斌 等，2010）。

陳利鋒：部門沖擊與整體沖擊的宏觀經(jīng)濟效應分析目前，我國在CPI統(tǒng)計過程中，采用的是對食品部門、煙酒部門、衣著部門、家庭設備生產(chǎn)及維修服務部門、醫(yī)療保健部門、交通通訊部門、娛樂教育文化部門以及居住部門8個部門物價水平加權(quán)的方法。基于這一事實，本文構(gòu)建了一個8部門的新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡—結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型，并基于這一模型考察8個不同部門的供給沖擊以及總供給沖擊對于整體通貨膨脹水平的影響需要說明的是，本文所建立的多部門模型與陳利鋒（2014a）所指出的多部門模型具有一定的差異。后者的多部門模型指的是包含正規(guī)部門與非正規(guī)部門的模型，并未對正規(guī)部門與非正規(guī)部門的具體產(chǎn)業(yè)部門構(gòu)成進行詳細的分類研究；而本文則是從CPI構(gòu)成的角度建立多部門模型，建模的思路是基于不同產(chǎn)業(yè)部門之間的差異。 。研究發(fā)現(xiàn)，食品部門的外生供給沖擊對于整體通貨膨脹具有最大的沖擊效應，而總供給沖擊的效應相對較小；更重要的是，不同部門的外生沖擊對于整體通貨膨脹具有不同的沖擊效應，并且部門沖擊效應與總體沖擊效應存在較大的差異。這些發(fā)現(xiàn)意味著：（1）如果忽略部門之間的差異而基于整體經(jīng)濟建模來考察外生沖擊對通貨膨脹的影響，則可能導致由于模型設定偏誤而引起的結(jié)論偏誤；（2）食品部門供給沖擊對于通貨膨脹具有最大的效應，因此，如果政府需要穩(wěn)定物價，則首先需要穩(wěn)定食品部門的價格。

在脈沖響應函數(shù)分析的基礎上，本文進一步采用條件方差分解的方法考察了不同部門的外生供給沖擊與總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動中的作用。研究表明，食品部門、衣著部門的外生供給沖擊以及總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中扮演著重要的角色；而家庭設備部門、交通通訊部門、醫(yī)療保健部門、居住部門、煙酒部門以及娛樂教育文化部門的供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用則相對較小，但這些部門的外生供給沖擊對于整體通貨膨脹波動的推動作用具有相對較強的持續(xù)性。

與已有的研究相比，本文主要做了如下工作：（1）基于我國CPI構(gòu)成的8大部門建立了一個包含8個不同部門的多部門新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡—結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型，并基于這一模型考察了部門沖擊與整體沖擊對于整體通貨膨脹的影響；（2）采用條件方差分解的方法考察了不同部門和整體的外生沖擊在推動整體通貨膨脹波動中的作用。

二、模型與設定

基于研究目的且不失一般性，本文的模型經(jīng)濟中僅包含了作為消費者的家庭以及作為生產(chǎn)者的企業(yè)，并且企業(yè)部門由構(gòu)成CPI的8大部門組成。家庭作為消費者，其追求的目標為最大化其一生效用的貼現(xiàn)值（Discounted Value）之和；家庭的消費支出由家庭成員為8大部門生產(chǎn)企業(yè)提供勞動力所獲得的工資來承擔。與已有的新凱恩斯主義模型類似，家庭可以進行物質(zhì)資本的積累，物質(zhì)資本積累具有與儲蓄類似的功能，進而家庭可以實現(xiàn)其一生消費的平滑化（Smoothing）。通過向企業(yè)提供物質(zhì)資本，家庭還可以獲得租金。不過，由于物質(zhì)資本具有一定的專用性特征，因而物質(zhì)資本投資存在調(diào)整成本（Adjustment Cost）。物質(zhì)資本投資調(diào)整成本的存在具有重要的作用：當外生沖擊發(fā)生時，某一特定部門的投資難以及時做出調(diào)整，進而使得外生沖擊的效用更具持久性（陳利鋒，2014b）。已有的研究，如楊柳等（2014）發(fā)現(xiàn)這一調(diào)整成本在當前的中國是客觀存在的。家庭消費的產(chǎn)品來源于構(gòu)成CPI的8大部門，這些部門的生產(chǎn)企業(yè)雇傭家庭的勞動，采用Cobb-Douglas技術(shù)生產(chǎn)出具有差異性的中間產(chǎn)品，并將其加總為最終產(chǎn)品；企業(yè)將加總之后的產(chǎn)品出售給家庭供其消費。家庭與企業(yè)通過以上關系而緊密聯(lián)系在一起，進而構(gòu)成了本文模型經(jīng)濟的主要元素。

模型經(jīng)濟中生活著大量具有無限生命的家庭，這意味著模型經(jīng)濟中不存在家庭的消亡。同樣，模型經(jīng)濟中也不存在人口的增長，這一設定主要是為了分析的便利考慮，也可以使我們集中分析代表性家庭的優(yōu)化問題已有研究中的新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡模型，如Smets和Wouters（2007）、Galí等（2012）、王君斌和王文甫（2010） 以及陳利鋒（2014a）等的研究也均采用這一設定方式。 。

1.代表性家庭的行為

家庭成員購買8大部門企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品進行消費，并向8大部門企業(yè)提供勞動力。與Merz（1995）以及Galí（2013）等已有的新凱恩斯主義經(jīng)濟學研究類似，家庭不同成員之間是完全風險共享的這里設定家庭成員完全風險共享主要是為了分析的便利性考慮。陳利鋒（2014c）基于非完全風險共享建模，發(fā)現(xiàn)家庭成員之間的風險共享程度主要影響的是失業(yè)的持續(xù)性。由于本文主要分析的是通貨膨脹，因而與大多數(shù)已有的新凱恩斯主義模型類似，設定家庭成員完全風險共享。

其中0<β<1為貼現(xiàn)因子，Ct（j）與和Nt（j）分別表示第j種產(chǎn)品的消費和部門j使用的勞動投入，σ和η分別為消費和就業(yè)的風險偏好系數(shù)，χ為保證穩(wěn)態(tài)存在的參數(shù)?；诒疚牡难芯磕康?，部門j取值為1至8，分別表示食品（部門1）、煙酒（部門2）、衣著（部門3）、家庭設備生產(chǎn)及維修服務（部門4）、醫(yī)療保?。ú块T5）、交通通訊（部門6）、娛樂教育文化（部門7）以及居?。ú块T8）。與王佳等（2013）和Foerster等（2011）的研究類似，基于分析的便利性考慮，家庭對于各個部門生產(chǎn)的產(chǎn)品的消費風險偏好系數(shù)以及勞動的風險偏好系數(shù)均相同，即家庭成員的消費偏好與就業(yè)偏好具有跨部門不變的特征。則資源約束為：

其中，ωj為部門j的價格在CPI中的權(quán)重（Weight），εp（j）為不同部門生產(chǎn)的不同產(chǎn)品之間的替代彈性，Rkt為物質(zhì)資本租金率，It和Kt分別為投資和物質(zhì)資本；且不同部門由于對于投資品的要求存在一定的差異，因而物質(zhì)資本投資存在一定的不可逆性，即投資調(diào)整或?qū)е鲁杀?。基于此，與Christiano等（2005）以及Galí等（2007）的研究類似，部門j的物質(zhì)資本的動態(tài)積累方程為：

2.部門生產(chǎn)企業(yè)的行為

其中，αj為部門j物質(zhì)資本對于產(chǎn)出的彈性系數(shù)；st（j）為供給沖擊，F(xiàn)oerster等（2011）依據(jù)美國的數(shù)據(jù)將其設定為隨機游走（Random Walk）形式，但是我國學者，如王佳等（2013）以及武康平和胡諜（2011）等在動態(tài)隨機一般均衡模型建模中均將其設定為平穩(wěn)的一階自回歸過程。具體的，供給沖擊為：

其中，ρ為供給沖擊的持續(xù)性，et服從均值為0、方差為σ2a的獨立白噪聲過程，st為總供給沖擊，vj為部門j對于總供給沖擊的反應程度。顯然，當vj=0時，經(jīng)濟中僅存在部門供給沖擊；而當vj=1時，整體沖擊一一對應地反映在部門供給沖擊中。

3.優(yōu)化條件

基于以上設定，家庭效用最大化問題的一階條件為：

其中，λt（j）=Pt（j）Ct（j）-σ和μt（j）分別為式（2）和式（4）的動態(tài)拉格朗日乘子（Lagrange Multiplier）。式（7）為各部門消費和就業(yè)的最優(yōu)決策方程，式（8）為最優(yōu)物質(zhì)資本投入決策，式（9）為最優(yōu)投資決策條件。式（9）表明，μt（j）即為部門j的“Tobins Q”。

4.市場出清

定義πt=ln（PtPt-1）為整體通貨膨脹水平，而πjt=ln[Pt（j）Pt-1（j）]為部門j的通貨膨脹水平。依據(jù)式（3）可知，二者之間存在如下關系：

式（10）意味著整體通貨膨脹水平為部門通貨膨脹水平的加權(quán)平均，這與我國CPI的核算方式一致。式（2）構(gòu)成了模型經(jīng)濟中的資源約束，式（4）反映了投資的動態(tài)變化，式（5）為企業(yè)的消費品生產(chǎn)函數(shù)，式（7）至（9）為模型優(yōu)化條件，式（10）反映了部門通貨膨脹與整體通貨膨脹之間的聯(lián)系，式（6）反映了部門沖擊與整體沖擊之間的聯(lián)系。因此，模型經(jīng)濟中包含了185個方程（6N+2N2=176，以及9個外生沖擊）。另外，當市場出清時，經(jīng)濟中的總資本為8部門資本的加權(quán)和，即：

而總產(chǎn)出與部門產(chǎn)出之間的關系為：

εj為各部門的不同商品的替代彈性，Yt（j，i）為部門j第i家企業(yè)的產(chǎn)出， ∫10[Yt（j，i）1-1εjdi]εjεj-1為部門j的產(chǎn)出水平。式（12）意味著總產(chǎn)出為各部門產(chǎn)出之和。

三、模型的參數(shù)化

本部分對上述模型進行參數(shù)化處理。以上模型中包含了185個帶預期（Expectation）的對數(shù)線性差分（Log-Linear Difference）方程，一般而言無法求得顯式解，因而只能依賴模型仿真（Simulation）技術(shù)刻畫外生沖擊下模型主要變量的動態(tài)反應路徑，即脈沖響應函數(shù)（Impulse Response Function）。而在得到脈沖響應函數(shù)之前，則需要對模型的結(jié)構(gòu)性參數(shù)進行賦值，這一方法被實際經(jīng)濟周期理論以及之后的研究稱為校準（Calibration）。這一過程的目的在于通過使用已有研究中得到的結(jié)構(gòu)性參數(shù)，使得本文第二部分建立的新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡—結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型成為刻畫中國經(jīng)濟的框架。

1.基礎參數(shù)的校準

對于貼現(xiàn)因子β的取值，可以依據(jù)我國現(xiàn)實的物價數(shù)據(jù)進行估算，這一方法為王君斌和王文甫（2010）等所使用。依據(jù)我國自2002年第1季度至2012年第4季度的物價數(shù)據(jù)可知，在此期間我國物價平均上漲的速度約為2%，因而可以將貼現(xiàn)因子的取值設定為0.98，這一取值與He等（2007）使用中國數(shù)據(jù)估計的結(jié)果較為接近。

對于消費的風險偏好系數(shù)σ的取值，依據(jù)國內(nèi)外大多數(shù)研究估算的結(jié)果，這一參數(shù)的取值為1。這意味著式（1）效用函數(shù)關于消費的函數(shù)形式為對數(shù)形式，這與王佳等（2013）的研究是一致的。而勞動的風險偏好系數(shù)η的取值，則依據(jù)薛鶴翔（2010）的研究將其設定為6.16。

穩(wěn)態(tài)投資成本函數(shù)的二階導數(shù)S″度量了部門j的投資It（j）對于部門的“Tobins Q”，即μt（j）的反應系數(shù)，依據(jù)Zhang（2009）的研究將其取值設定為δ-1；跨部門不變的物質(zhì)資本折舊率δ的取值，則依據(jù)He 等（2007）的研究將其設定為0.04。

模型經(jīng)濟中包含了8個部門的供給沖擊以及總供給沖擊，所有外生沖擊均具有相同的持續(xù)性以及標準差，這一設定的目的在于可以比較相同大小的外生沖擊下不同部門響應程度的大小。在已有的研究中，也經(jīng)常設定一個單位標準差的外生沖擊對于模型主要變量的影響。依據(jù)劉斌（2008）采用中國數(shù)據(jù)貝葉斯估計的結(jié)果，總供給沖擊的持續(xù)性ρ為0.89，對應的標準差σa的取值為0.078。

2.穩(wěn)態(tài)參數(shù)的校準

對于一些涉及部門權(quán)重的參數(shù)需要采用模型變量的穩(wěn)態(tài)值進行校準。對于部門價格在CPI中的權(quán)重參數(shù)ωj，可以依據(jù)實際數(shù)據(jù)的平均值進行估算。參考國家統(tǒng)計局在2011年對各部門價格在CPI中所占的權(quán)重調(diào)整之后的結(jié)果，本文依次選取食品部門價格在CPI中的權(quán)重ω1為31.79%、煙酒部門價格在CPI中的權(quán)重ω2為3.49%、衣著部門價格在CPI中的權(quán)重ω3為8.52%、家庭設備生產(chǎn)及維修服務部門價格在CPI中的權(quán)重ω4為5.64%、醫(yī)療保健部門價格在CPI中的權(quán)重ω5為9.64%、交通通訊部門價格在CPI中的權(quán)重ω6為9.95%、娛樂教育文化部門價格在CPI中的權(quán)重ω7為13.75%、居住部門價格在CPI中的權(quán)重ω8為17.22%。對于部門j對整體沖擊的反應程度參數(shù)vj，本文采用穩(wěn)態(tài)時家庭在各部門產(chǎn)品上的支出占家庭總支出的比重表示，由于在估算各個部門價格在CPI的權(quán)重過程中已經(jīng)使用這一指標，為了簡單起見，我們對這些參數(shù)的取值與對應的ωj相同。

3.名義價格剛性參數(shù)與生產(chǎn)參數(shù)的校準

（13） 式（13）表明，對于不同部門資本產(chǎn)出彈性αj取值的估算，取決于不同部門中間產(chǎn)品替代彈性的取值。但是，已有的研究并未對這一參數(shù)的取值進行相關估計?；诒憷钥紤]，與已有研究類似，本文設定不同部門中間產(chǎn)品之間的替代彈性具有跨部門不變的特征，進而依據(jù)薛鶴翔（2010）等的研究，將其取值設定為2。

侯成琪和龔六堂（2013）對構(gòu)成CPI的8大部門的名義價格剛性進行了估算，得到的取值分別為0.269 8、0.613 6、0.515 2、0.687 1、0.385 1、0.524 2、0.599 3和0.275 5；對應的經(jīng)濟整體的資本產(chǎn)出彈性α，則依據(jù)He 等（2007）的估算結(jié)果取值為0.6；根據(jù)式（13）可以得到構(gòu)成CPI的8大部門的資本產(chǎn)出彈性αj的取值分別為0.381 5、0.041 9、0.102 2、0067 7、0.083 3、0.119 4、0.165 0和0206 6。

四、模型動態(tài)分析

定義Xt=（π1t，π2t，π3t，π4t，π5t，π6t，π7t，π8t）′為8部門通貨膨脹構(gòu)成的向量序列，εt為外生沖擊構(gòu)成的向量序列。依據(jù)Foerster等（2011）的研究，本文第二部分的新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡—結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型可以表述成如下形式：

式（14）實際上為一階自回歸移動平均模型，即ARMA（1，1）。其中，Φ、Π0和Π1分別為由模型結(jié)構(gòu)性參數(shù)構(gòu)成的8階方陣，L為滯后算子（Lag Operator）。

基于校準的結(jié)構(gòu)性參數(shù)，可以實現(xiàn)對式（14）表示的模型進行動態(tài)分析。首先，基于本文的研究目的，我們僅考察部門供給沖擊與總供給沖擊對于通貨膨脹的沖擊效應，即計算部門供給沖擊與總供給沖擊的脈沖響應函數(shù)，以考察在不同部門的外生沖擊下通貨膨脹隨時間變化的動態(tài)路徑；然后，對通貨膨脹的波動進行條件方差分解（Conditional Variance Decomposition），以考察不同部門供給沖擊以及總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用。

1.部門沖擊與整體沖擊的脈沖響應函數(shù)

基于式（14）可知，各個部門的通貨膨脹可以表示成外生沖擊及其滯后項的函數(shù)，因而可以考察一個單位標準差外生供給沖擊對于各個部門通貨膨脹以及整體通貨膨脹的影響?；谄紤]，本文僅僅考察部門供給沖擊與總供給沖擊對于整體通貨膨脹水平的影響。

圖1給出了1個單位標準差的負向（Negative）部門供給沖擊與總供給沖擊下通貨膨脹的動態(tài)反應路徑，即脈沖響應函數(shù)?；谶@一脈沖響應函數(shù)可以得到如下結(jié)論：第一，整體通貨膨脹水平對于食品部門供給沖擊表現(xiàn)出最大的反應，在圖1中表現(xiàn)為食品部門負向供給沖擊引起通貨膨脹最大幅度的上升；第二，整體通貨膨脹水平對于家庭設備部門沖擊也表現(xiàn)出較大的反應，從圖1中可以看出，家庭設備部門沖擊對于整體通貨膨脹具有僅次于食品部門供給沖擊的沖擊效應；第三，交通通訊部門、醫(yī)療保健部門、衣著部門以及總供給沖擊對于整體通貨膨脹也具有較強的沖擊性效應；第四，居住部門以及娛樂教育文化部門沖擊對于整體通貨膨脹的作用初期相對較小，之后呈現(xiàn)遞增并逐漸收斂的趨勢；第五，煙酒部門沖擊對于整體通貨膨脹的沖擊性效應在構(gòu)成CPI的8個部門中最小。

另外，整體通貨膨脹對家庭設備部門、交通通訊部門、醫(yī)療保健部門、衣著部門以及總供給沖擊的脈沖響應函數(shù)呈現(xiàn)“駝峰狀”特征。這與已有研究，如薛鶴翔（2010）、王君斌和王文甫（2010）所發(fā)現(xiàn)的外生沖擊對于產(chǎn)出等變量的脈沖響應函數(shù)類似。更重要的，外生沖擊的脈沖響應函數(shù)表明了部門外生沖擊與整體外生沖擊對于同一模型變量的脈沖響應具有顯著性差異，并且不同部門的沖擊與整體沖擊的效應存在顯著性差異。這些發(fā)現(xiàn)都意味著忽略部門之間的異質(zhì)性來考察外生沖擊對于模型變量的影響，可能引起模型結(jié)論的偏誤。

2.整體通貨膨脹的條件方差分解

式（14）反映了部門通貨膨脹與部門供給沖擊的關系，式（6）反映了部門沖擊與總供給沖擊之間的聯(lián)系，式（10）反映了部門通貨膨脹與整體通貨膨脹之間的聯(lián)系?；谝陨先齻€方程可以對整體通貨膨脹波動進行條件方差分解。與一般的方差分解不同，條件方差分解的原理如下：

其中，F(xiàn)t表示方差分解的值。式（15）表明，條件方差分解的結(jié)果依賴于所選擇的時期。一般而言，條件方差分解的時期選擇設定為第1個時期或者最后1個時期。由于本文結(jié)構(gòu)性參數(shù)校準過程中估算參數(shù)取值的樣本時期為2002年第1季度至2012年第4季度，因而選取2002年第1季度作為條件方差分解的基準時期。

基于以上設定，本文對整體通貨膨脹波動進行了條件方差分解，結(jié)果顯示在圖2中。需要說明的是，圖2中我們以2002年第1季度作為第1個時期，2002年第2季度為第2個時期，其余依次類推，因而2012年第4季度為第44個時期。同時，為了分析的便利，本文將外生沖擊的整體效應標準化為1，因而各個外生沖擊在整體通貨膨脹波動中的作用全部轉(zhuǎn)換成百分比。

圖2給出了構(gòu)成CPI的8大部門外生供給沖擊以及總供給沖擊對于整體通貨膨脹波動的影響，基于這一條件方差分解的結(jié)果，可以分析各種不同的外生沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中各自作用的大小。圖2表明，在本文考察期內(nèi)的大多數(shù)時期中，食品部門供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中扮演了最為重要的角色；衣著部門供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用僅次于食品部門；總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用僅次于食品部門和衣著部門；而家庭設備部門、交通通訊部門、醫(yī)療保健部門、居住部門、研究部門以及娛樂教育文化部門等在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用則相對較小，不過卻具有相對較強的持續(xù)性，這種沖擊效應的持續(xù)性具體表現(xiàn)為在本文考察的44個時期內(nèi)，這些部門的供給沖擊均對整體通貨膨脹的波動存在顯著性效應。

五、結(jié)論與展望

在一個封閉經(jīng)濟新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡—結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型中，本文考察了構(gòu)成我國CPI的8大部門的部門供給沖擊與總供給沖擊對于整體通貨膨脹的影響。在采用我國的現(xiàn)實數(shù)據(jù)對結(jié)構(gòu)性參數(shù)進行校準的基礎上，本文首先運用脈沖響應函數(shù)考察了各個部門供給沖擊與總供給沖擊對于整體通貨膨脹的沖擊效應，研究發(fā)現(xiàn)：食品部門供給沖擊對整體通貨膨脹沖擊效應最大；更重要的，部門沖擊與整體沖擊對于整體通貨膨脹具有不同的沖擊效應，這意味著如果忽略部門之間的差異而基于整體經(jīng)濟建模，以考察外生沖擊對于整體通貨膨脹的效應，則可能由于模型設定引起模型結(jié)論的偏誤。在此基礎上，本文進一步采用條件方差分解的方法考察了不同部門的外生供給沖擊與總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用，研究發(fā)現(xiàn)：食品部門沖擊、衣著部門沖擊和總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中扮演著非常重要的角色；而其余部門沖擊對于整體通貨膨脹波動的影響相對較小，但卻具有較強的持續(xù)性。

已有的大多數(shù)研究均忽略部門之間的差異而考察整體沖擊的效應，本文則在考察部門之間異質(zhì)性的基礎上，考察了不同部門的外生沖擊以及總供給沖擊對于整體通貨膨脹的效應。與已有的研究相比，本文將不同部門微觀主體的決策行為與宏觀經(jīng)濟活動緊密聯(lián)系起來，因此，采用本文的模型所得到的結(jié)論，可能比基于整體經(jīng)濟建模所得到的結(jié)論更加精確。

不過，作為嘗試性研究，本研究仍存在一些需要進一步改進的地方：（1）現(xiàn)實經(jīng)濟是開放經(jīng)濟自改革開放以來，我國經(jīng)濟開放的程度不斷提高，開放經(jīng)濟使得來自國外的沖擊也會對通貨膨脹具有一定的影響。已有研究，如張成思（2012）以及Lambardo和Ravenna（2014）均發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟開放程度（Openness）對家庭的消費行為以及通貨膨脹具有顯著性影響。 ，而本文是基于封閉經(jīng)濟建模。因此，一個可行的改進方向是，基于開放經(jīng)濟構(gòu)建新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡—結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型，對部門沖擊與整體沖擊的效應進行分析。（2）本文在建模過程中未將勞動力市場動態(tài)考慮在內(nèi)2002年以來，我國勞動力成本上升的問題日益顯現(xiàn)，勞動力成本上升會引起供給沖擊，進而推動物價的上漲。 ，因而，一個可能的擴展是，在本文模型中引入勞動力市場動態(tài)，關于這一方面的研究可以參考Imbs等（2007，2011）的研究。（3）本文的研究表明，部門沖擊在推動部門通貨膨脹的同時也推動了整體通貨膨脹，那么，與之相關的一個問題是，當現(xiàn)實經(jīng)濟中出現(xiàn)了部門通貨膨脹但并未產(chǎn)生整體通貨膨脹時，貨幣當局（Monetary Authority）是否需要對部門通貨膨脹做出反應呢？換言之，貨幣政策究竟應該對哪些類型的通貨膨脹做出反應？本文并未對這一問題做出回答。因而，一個有價值的拓展的方向是，在本文模型中引入貨幣當局，并考察最優(yōu)貨幣政策選擇機制。

參考文獻：

陳利鋒.2014a.貨幣政策應該對勞動力市場做出反應嗎？[J].浙江社會科學（2）：15-24.

陳利鋒.2014b.非完全風險共擔、非自愿失業(yè)與失業(yè)的持續(xù)性[J].華中科技大學學報（社會科學版）（4）：74-81，113.

陳利鋒.2014c.二元市場、信貸摩擦與貨幣政策——貨幣政策應對勞動力市場做出反應嗎？[J].云南財經(jīng)大學學報（2）：83-95.

侯成琪，龔六堂.2013.食品價格、核心通貨膨脹與貨幣政策目標[J].經(jīng)濟研究（11）：27-42.

劉斌.2008.我國DSGE模型的開發(fā)及其在貨幣政策分析中的應用[J].金融研究（10）：1-21.

王佳，王文周，張金水.2013.部門沖擊與整體沖擊的經(jīng)濟影響分析[J].中國管理科學，21（5）：15-22.

王佳，張金水.2011.外生沖擊沿部門傳導的作用機制和影響研究——基于中國7部門DSGE模型的數(shù)值模擬[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究（3）：127-139.

王君斌，王文甫.2010.非完全競爭市場、技術(shù)沖擊與中國勞動力就業(yè)——動態(tài)新凱恩斯主義視角[J].管理世界（1）：23-43.

武康平，胡諜.2011.房地產(chǎn)價格在宏觀經(jīng)濟中的加速器作用研究[J].中國管理科學，19（1）：29-35.

薛鶴翔.2010.中國產(chǎn)出的持續(xù)性——基于剛性價格與剛性工資模型的動態(tài)分析[J].經(jīng)濟學（季刊），9（4）：1359-1384.

楊柳，王笑笑，王曉敏.2014.經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期的資本調(diào)整成本、技術(shù)沖擊與擴張性貨幣政策效果[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究（3）： 56-73.

張成思.2012.全球化與中國通貨膨脹動態(tài)機制研究[J].經(jīng)濟研究（6）：33-45.

（編輯：夏 冬）

另外，整體通貨膨脹對家庭設備部門、交通通訊部門、醫(yī)療保健部門、衣著部門以及總供給沖擊的脈沖響應函數(shù)呈現(xiàn)“駝峰狀”特征。這與已有研究，如薛鶴翔（2010）、王君斌和王文甫（2010）所發(fā)現(xiàn)的外生沖擊對于產(chǎn)出等變量的脈沖響應函數(shù)類似。更重要的，外生沖擊的脈沖響應函數(shù)表明了部門外生沖擊與整體外生沖擊對于同一模型變量的脈沖響應具有顯著性差異，并且不同部門的沖擊與整體沖擊的效應存在顯著性差異。這些發(fā)現(xiàn)都意味著忽略部門之間的異質(zhì)性來考察外生沖擊對于模型變量的影響，可能引起模型結(jié)論的偏誤。

2.整體通貨膨脹的條件方差分解

式（14）反映了部門通貨膨脹與部門供給沖擊的關系，式（6）反映了部門沖擊與總供給沖擊之間的聯(lián)系，式（10）反映了部門通貨膨脹與整體通貨膨脹之間的聯(lián)系?；谝陨先齻€方程可以對整體通貨膨脹波動進行條件方差分解。與一般的方差分解不同，條件方差分解的原理如下：

其中，F(xiàn)t表示方差分解的值。式（15）表明，條件方差分解的結(jié)果依賴于所選擇的時期。一般而言，條件方差分解的時期選擇設定為第1個時期或者最后1個時期。由于本文結(jié)構(gòu)性參數(shù)校準過程中估算參數(shù)取值的樣本時期為2002年第1季度至2012年第4季度，因而選取2002年第1季度作為條件方差分解的基準時期。

基于以上設定，本文對整體通貨膨脹波動進行了條件方差分解，結(jié)果顯示在圖2中。需要說明的是，圖2中我們以2002年第1季度作為第1個時期，2002年第2季度為第2個時期，其余依次類推，因而2012年第4季度為第44個時期。同時，為了分析的便利，本文將外生沖擊的整體效應標準化為1，因而各個外生沖擊在整體通貨膨脹波動中的作用全部轉(zhuǎn)換成百分比。

圖2給出了構(gòu)成CPI的8大部門外生供給沖擊以及總供給沖擊對于整體通貨膨脹波動的影響，基于這一條件方差分解的結(jié)果，可以分析各種不同的外生沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中各自作用的大小。圖2表明，在本文考察期內(nèi)的大多數(shù)時期中，食品部門供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中扮演了最為重要的角色；衣著部門供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用僅次于食品部門；總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用僅次于食品部門和衣著部門；而家庭設備部門、交通通訊部門、醫(yī)療保健部門、居住部門、研究部門以及娛樂教育文化部門等在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用則相對較小，不過卻具有相對較強的持續(xù)性，這種沖擊效應的持續(xù)性具體表現(xiàn)為在本文考察的44個時期內(nèi)，這些部門的供給沖擊均對整體通貨膨脹的波動存在顯著性效應。

五、結(jié)論與展望

在一個封閉經(jīng)濟新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡—結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型中，本文考察了構(gòu)成我國CPI的8大部門的部門供給沖擊與總供給沖擊對于整體通貨膨脹的影響。在采用我國的現(xiàn)實數(shù)據(jù)對結(jié)構(gòu)性參數(shù)進行校準的基礎上，本文首先運用脈沖響應函數(shù)考察了各個部門供給沖擊與總供給沖擊對于整體通貨膨脹的沖擊效應，研究發(fā)現(xiàn)：食品部門供給沖擊對整體通貨膨脹沖擊效應最大；更重要的，部門沖擊與整體沖擊對于整體通貨膨脹具有不同的沖擊效應，這意味著如果忽略部門之間的差異而基于整體經(jīng)濟建模，以考察外生沖擊對于整體通貨膨脹的效應，則可能由于模型設定引起模型結(jié)論的偏誤。在此基礎上，本文進一步采用條件方差分解的方法考察了不同部門的外生供給沖擊與總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用，研究發(fā)現(xiàn)：食品部門沖擊、衣著部門沖擊和總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中扮演著非常重要的角色；而其余部門沖擊對于整體通貨膨脹波動的影響相對較小，但卻具有較強的持續(xù)性。

已有的大多數(shù)研究均忽略部門之間的差異而考察整體沖擊的效應，本文則在考察部門之間異質(zhì)性的基礎上，考察了不同部門的外生沖擊以及總供給沖擊對于整體通貨膨脹的效應。與已有的研究相比，本文將不同部門微觀主體的決策行為與宏觀經(jīng)濟活動緊密聯(lián)系起來，因此，采用本文的模型所得到的結(jié)論，可能比基于整體經(jīng)濟建模所得到的結(jié)論更加精確。

不過，作為嘗試性研究，本研究仍存在一些需要進一步改進的地方：（1）現(xiàn)實經(jīng)濟是開放經(jīng)濟自改革開放以來，我國經(jīng)濟開放的程度不斷提高，開放經(jīng)濟使得來自國外的沖擊也會對通貨膨脹具有一定的影響。已有研究，如張成思（2012）以及Lambardo和Ravenna（2014）均發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟開放程度（Openness）對家庭的消費行為以及通貨膨脹具有顯著性影響。 ，而本文是基于封閉經(jīng)濟建模。因此，一個可行的改進方向是，基于開放經(jīng)濟構(gòu)建新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡—結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型，對部門沖擊與整體沖擊的效應進行分析。（2）本文在建模過程中未將勞動力市場動態(tài)考慮在內(nèi)2002年以來，我國勞動力成本上升的問題日益顯現(xiàn)，勞動力成本上升會引起供給沖擊，進而推動物價的上漲。 ，因而，一個可能的擴展是，在本文模型中引入勞動力市場動態(tài)，關于這一方面的研究可以參考Imbs等（2007，2011）的研究。（3）本文的研究表明，部門沖擊在推動部門通貨膨脹的同時也推動了整體通貨膨脹，那么，與之相關的一個問題是，當現(xiàn)實經(jīng)濟中出現(xiàn)了部門通貨膨脹但并未產(chǎn)生整體通貨膨脹時，貨幣當局（Monetary Authority）是否需要對部門通貨膨脹做出反應呢？換言之，貨幣政策究竟應該對哪些類型的通貨膨脹做出反應？本文并未對這一問題做出回答。因而，一個有價值的拓展的方向是，在本文模型中引入貨幣當局，并考察最優(yōu)貨幣政策選擇機制。

參考文獻：

陳利鋒.2014a.貨幣政策應該對勞動力市場做出反應嗎？[J].浙江社會科學（2）：15-24.

陳利鋒.2014b.非完全風險共擔、非自愿失業(yè)與失業(yè)的持續(xù)性[J].華中科技大學學報（社會科學版）（4）：74-81，113.

陳利鋒.2014c.二元市場、信貸摩擦與貨幣政策——貨幣政策應對勞動力市場做出反應嗎？[J].云南財經(jīng)大學學報（2）：83-95.

侯成琪，龔六堂.2013.食品價格、核心通貨膨脹與貨幣政策目標[J].經(jīng)濟研究（11）：27-42.

劉斌.2008.我國DSGE模型的開發(fā)及其在貨幣政策分析中的應用[J].金融研究（10）：1-21.

王佳，王文周，張金水.2013.部門沖擊與整體沖擊的經(jīng)濟影響分析[J].中國管理科學，21（5）：15-22.

王佳，張金水.2011.外生沖擊沿部門傳導的作用機制和影響研究——基于中國7部門DSGE模型的數(shù)值模擬[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究（3）：127-139.

王君斌，王文甫.2010.非完全競爭市場、技術(shù)沖擊與中國勞動力就業(yè)——動態(tài)新凱恩斯主義視角[J].管理世界（1）：23-43.

武康平，胡諜.2011.房地產(chǎn)價格在宏觀經(jīng)濟中的加速器作用研究[J].中國管理科學，19（1）：29-35.

薛鶴翔.2010.中國產(chǎn)出的持續(xù)性——基于剛性價格與剛性工資模型的動態(tài)分析[J].經(jīng)濟學（季刊），9（4）：1359-1384.

楊柳，王笑笑，王曉敏.2014.經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期的資本調(diào)整成本、技術(shù)沖擊與擴張性貨幣政策效果[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究（3）： 56-73.

張成思.2012.全球化與中國通貨膨脹動態(tài)機制研究[J].經(jīng)濟研究（6）：33-45.

（編輯：夏 冬）

另外，整體通貨膨脹對家庭設備部門、交通通訊部門、醫(yī)療保健部門、衣著部門以及總供給沖擊的脈沖響應函數(shù)呈現(xiàn)“駝峰狀”特征。這與已有研究，如薛鶴翔（2010）、王君斌和王文甫（2010）所發(fā)現(xiàn)的外生沖擊對于產(chǎn)出等變量的脈沖響應函數(shù)類似。更重要的，外生沖擊的脈沖響應函數(shù)表明了部門外生沖擊與整體外生沖擊對于同一模型變量的脈沖響應具有顯著性差異，并且不同部門的沖擊與整體沖擊的效應存在顯著性差異。這些發(fā)現(xiàn)都意味著忽略部門之間的異質(zhì)性來考察外生沖擊對于模型變量的影響，可能引起模型結(jié)論的偏誤。

2.整體通貨膨脹的條件方差分解

式（14）反映了部門通貨膨脹與部門供給沖擊的關系，式（6）反映了部門沖擊與總供給沖擊之間的聯(lián)系，式（10）反映了部門通貨膨脹與整體通貨膨脹之間的聯(lián)系?；谝陨先齻€方程可以對整體通貨膨脹波動進行條件方差分解。與一般的方差分解不同，條件方差分解的原理如下：

其中，F(xiàn)t表示方差分解的值。式（15）表明，條件方差分解的結(jié)果依賴于所選擇的時期。一般而言，條件方差分解的時期選擇設定為第1個時期或者最后1個時期。由于本文結(jié)構(gòu)性參數(shù)校準過程中估算參數(shù)取值的樣本時期為2002年第1季度至2012年第4季度，因而選取2002年第1季度作為條件方差分解的基準時期。

基于以上設定，本文對整體通貨膨脹波動進行了條件方差分解，結(jié)果顯示在圖2中。需要說明的是，圖2中我們以2002年第1季度作為第1個時期，2002年第2季度為第2個時期，其余依次類推，因而2012年第4季度為第44個時期。同時，為了分析的便利，本文將外生沖擊的整體效應標準化為1，因而各個外生沖擊在整體通貨膨脹波動中的作用全部轉(zhuǎn)換成百分比。

圖2給出了構(gòu)成CPI的8大部門外生供給沖擊以及總供給沖擊對于整體通貨膨脹波動的影響，基于這一條件方差分解的結(jié)果，可以分析各種不同的外生沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中各自作用的大小。圖2表明，在本文考察期內(nèi)的大多數(shù)時期中，食品部門供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中扮演了最為重要的角色；衣著部門供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用僅次于食品部門；總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用僅次于食品部門和衣著部門；而家庭設備部門、交通通訊部門、醫(yī)療保健部門、居住部門、研究部門以及娛樂教育文化部門等在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用則相對較小，不過卻具有相對較強的持續(xù)性，這種沖擊效應的持續(xù)性具體表現(xiàn)為在本文考察的44個時期內(nèi)，這些部門的供給沖擊均對整體通貨膨脹的波動存在顯著性效應。

五、結(jié)論與展望

在一個封閉經(jīng)濟新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡—結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型中，本文考察了構(gòu)成我國CPI的8大部門的部門供給沖擊與總供給沖擊對于整體通貨膨脹的影響。在采用我國的現(xiàn)實數(shù)據(jù)對結(jié)構(gòu)性參數(shù)進行校準的基礎上，本文首先運用脈沖響應函數(shù)考察了各個部門供給沖擊與總供給沖擊對于整體通貨膨脹的沖擊效應，研究發(fā)現(xiàn)：食品部門供給沖擊對整體通貨膨脹沖擊效應最大；更重要的，部門沖擊與整體沖擊對于整體通貨膨脹具有不同的沖擊效應，這意味著如果忽略部門之間的差異而基于整體經(jīng)濟建模，以考察外生沖擊對于整體通貨膨脹的效應，則可能由于模型設定引起模型結(jié)論的偏誤。在此基礎上，本文進一步采用條件方差分解的方法考察了不同部門的外生供給沖擊與總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用，研究發(fā)現(xiàn)：食品部門沖擊、衣著部門沖擊和總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中扮演著非常重要的角色；而其余部門沖擊對于整體通貨膨脹波動的影響相對較小，但卻具有較強的持續(xù)性。

已有的大多數(shù)研究均忽略部門之間的差異而考察整體沖擊的效應，本文則在考察部門之間異質(zhì)性的基礎上，考察了不同部門的外生沖擊以及總供給沖擊對于整體通貨膨脹的效應。與已有的研究相比，本文將不同部門微觀主體的決策行為與宏觀經(jīng)濟活動緊密聯(lián)系起來，因此，采用本文的模型所得到的結(jié)論，可能比基于整體經(jīng)濟建模所得到的結(jié)論更加精確。

不過，作為嘗試性研究，本研究仍存在一些需要進一步改進的地方：（1）現(xiàn)實經(jīng)濟是開放經(jīng)濟自改革開放以來，我國經(jīng)濟開放的程度不斷提高，開放經(jīng)濟使得來自國外的沖擊也會對通貨膨脹具有一定的影響。已有研究，如張成思（2012）以及Lambardo和Ravenna（2014）均發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟開放程度（Openness）對家庭的消費行為以及通貨膨脹具有顯著性影響。 ，而本文是基于封閉經(jīng)濟建模。因此，一個可行的改進方向是，基于開放經(jīng)濟構(gòu)建新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡—結(jié)構(gòu)動態(tài)因子模型，對部門沖擊與整體沖擊的效應進行分析。（2）本文在建模過程中未將勞動力市場動態(tài)考慮在內(nèi)2002年以來，我國勞動力成本上升的問題日益顯現(xiàn)，勞動力成本上升會引起供給沖擊，進而推動物價的上漲。 ，因而，一個可能的擴展是，在本文模型中引入勞動力市場動態(tài)，關于這一方面的研究可以參考Imbs等（2007，2011）的研究。（3）本文的研究表明，部門沖擊在推動部門通貨膨脹的同時也推動了整體通貨膨脹，那么，與之相關的一個問題是，當現(xiàn)實經(jīng)濟中出現(xiàn)了部門通貨膨脹但并未產(chǎn)生整體通貨膨脹時，貨幣當局（Monetary Authority）是否需要對部門通貨膨脹做出反應呢？換言之，貨幣政策究竟應該對哪些類型的通貨膨脹做出反應？本文并未對這一問題做出回答。因而，一個有價值的拓展的方向是，在本文模型中引入貨幣當局，并考察最優(yōu)貨幣政策選擇機制。

參考文獻：

陳利鋒.2014a.貨幣政策應該對勞動力市場做出反應嗎？[J].浙江社會科學（2）：15-24.

陳利鋒.2014b.非完全風險共擔、非自愿失業(yè)與失業(yè)的持續(xù)性[J].華中科技大學學報（社會科學版）（4）：74-81，113.

陳利鋒.2014c.二元市場、信貸摩擦與貨幣政策——貨幣政策應對勞動力市場做出反應嗎？[J].云南財經(jīng)大學學報（2）：83-95.

侯成琪，龔六堂.2013.食品價格、核心通貨膨脹與貨幣政策目標[J].經(jīng)濟研究（11）：27-42.

劉斌.2008.我國DSGE模型的開發(fā)及其在貨幣政策分析中的應用[J].金融研究（10）：1-21.

王佳，王文周，張金水.2013.部門沖擊與整體沖擊的經(jīng)濟影響分析[J].中國管理科學，21（5）：15-22.

王佳，張金水.2011.外生沖擊沿部門傳導的作用機制和影響研究——基于中國7部門DSGE模型的數(shù)值模擬[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究（3）：127-139.

王君斌，王文甫.2010.非完全競爭市場、技術(shù)沖擊與中國勞動力就業(yè)——動態(tài)新凱恩斯主義視角[J].管理世界（1）：23-43.

武康平，胡諜.2011.房地產(chǎn)價格在宏觀經(jīng)濟中的加速器作用研究[J].中國管理科學，19（1）：29-35.

薛鶴翔.2010.中國產(chǎn)出的持續(xù)性——基于剛性價格與剛性工資模型的動態(tài)分析[J].經(jīng)濟學（季刊），9（4）：1359-1384.

楊柳，王笑笑，王曉敏.2014.經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期的資本調(diào)整成本、技術(shù)沖擊與擴張性貨幣政策效果[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究（3）： 56-73.

張成思.2012.全球化與中國通貨膨脹動態(tài)機制研究[J].經(jīng)濟研究（6）：33-45.

（編輯：夏 冬）