投資效率、居民消費(fèi)的慣性平滑與中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)＊

劉宗明，李春琦

（1.中國(guó)石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 青島266580；2.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海200433）

一、引 言

自Kydland和Prescott（1982）開(kāi)創(chuàng)性地運(yùn)用RBC模型來(lái)分析美國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)以來(lái)，這一模型被不斷地修正以更好地匹配美國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)，如Hansen（1985）考慮了不可分勞動(dòng)以模擬勞動(dòng)波動(dòng)性較大的特征，Greenwood和Hercowitz（1991）則指出了家庭生產(chǎn)對(duì)于理解經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要意義，還有學(xué)者從財(cái)政政策的角度探討了扭曲稅的重要性（McGrattan等，1997）。Cooper和Johri（2002）指出經(jīng)濟(jì)反應(yīng)呈現(xiàn)一定的持久性，它源于經(jīng)濟(jì)中存在某種內(nèi)生機(jī)制，他們認(rèn)為“干中學(xué)”可能是其中的一類重要機(jī)制。Gali和Rabanal（2004）發(fā)現(xiàn)RBC模型所宣稱的技術(shù)沖擊是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)主要來(lái)源的觀點(diǎn)在經(jīng)驗(yàn)上難以獲得支持，認(rèn)為一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的新古典結(jié)構(gòu)缺乏正確穩(wěn)健的內(nèi)部傳導(dǎo)機(jī)制，從而難以歸納實(shí)際經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)特征，這是導(dǎo)致理論預(yù)測(cè)和經(jīng)驗(yàn)特征不一致的根本原因。Smets和Wouters（2007）則強(qiáng)調(diào)了新凱恩斯主義模型對(duì)于經(jīng)濟(jì)波動(dòng)分析和經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)的可行性。上述理論模型都是為解釋美國(guó)等發(fā)達(dá)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)特征而建立的，而作為轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)的典型代表，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)存在三個(gè)與美國(guó)不同的經(jīng)驗(yàn)特征：消費(fèi)的波動(dòng)性稍大于產(chǎn)出；勞動(dòng)的波動(dòng)性很低，且與產(chǎn)出的相關(guān)性很低，呈現(xiàn)弱順周期特征；勞動(dòng)生產(chǎn)力呈現(xiàn)強(qiáng)順周期特征。從國(guó)內(nèi)的文獻(xiàn)來(lái)看，這三個(gè)經(jīng)驗(yàn)特征目前還沒(méi)能得到很好的解釋。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)問(wèn)題做了一些出色的探索和研究，如卜永祥和靳炎（2002）構(gòu)建勞動(dòng)力外生的中國(guó)貨幣經(jīng)濟(jì)周期模型，分析了中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與貨幣指標(biāo)之間的關(guān)系，該模型的不足在于無(wú)法對(duì)就業(yè)的波動(dòng)變化做出合理的解釋。陳昆亭等（2004）通過(guò)引入人力資本、資本利用和公共消費(fèi)等內(nèi)生變量對(duì)基本模型進(jìn)行了拓展，并對(duì)新中國(guó)成立后的中國(guó)經(jīng)濟(jì)做了實(shí)證檢驗(yàn)，但正如作者所指出的，中國(guó)在1978年前后的經(jīng)濟(jì)體制顯著不同，這可能影響對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的解釋。黃賾琳（2005）將政府財(cái)政以非線性方式加入偏好中，對(duì)財(cái)政政策的影響及經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的特征事實(shí)做出了一定的理論解釋，但采用理論逆推的方式來(lái)推斷財(cái)政政策擠出性的方法還有待進(jìn)一步證實(shí)。陳昆亭和龔六堂（2006）利用新凱恩斯主義模型對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)進(jìn)行了分析，模擬得到的勞動(dòng)就業(yè)的波動(dòng)性非常大且呈現(xiàn)強(qiáng)順周期性，這與實(shí)際情況不符。

胡永剛和劉方（2007）研究得到的各經(jīng)濟(jì)變量的絕對(duì)波動(dòng)性很小，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)中應(yīng)該存在其他的沖擊來(lái)源?？紤]到中國(guó)經(jīng)濟(jì)中固定資產(chǎn)投資比重較高，投資對(duì)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)具有至關(guān)重要的影響，而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，投資效率的變動(dòng)是很正常的現(xiàn)象，投資能否有效轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)性資本在很大程度上影響下一期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的大小。劉宗明（2013）發(fā)現(xiàn)，投資效率變動(dòng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特別是“十一五”期間的經(jīng)濟(jì)動(dòng)態(tài)具有重要的歷史貢獻(xiàn)。投資效率沖擊會(huì)增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)中各個(gè)變量的波動(dòng)性。但為了避免消費(fèi)的大幅波動(dòng)，我們認(rèn)為有必要將居民消費(fèi)的慣性平滑機(jī)制（以下簡(jiǎn)稱消費(fèi)慣性機(jī)制）引入模型中，而且這種機(jī)制對(duì)勞動(dòng)的低波動(dòng)性和弱順周期性也會(huì)產(chǎn)生明顯的貢獻(xiàn)。

基于上述分析，本文將投資效率變動(dòng)和消費(fèi)慣性這兩種機(jī)制引入模型中，并做了模擬實(shí)驗(yàn)以及比較分析、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)和動(dòng)態(tài)分析。模擬實(shí)驗(yàn)顯示，本文構(gòu)建的理論模型能夠較好地?cái)M合中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)存在的三個(gè)不同于美國(guó)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，投資效率變動(dòng)不僅是一種重要的沖擊來(lái)源，也是一種重要的波動(dòng)擴(kuò)散機(jī)制。消費(fèi)慣性則制約了消費(fèi)的大幅波動(dòng)，從而對(duì)解釋消費(fèi)波動(dòng)只是稍大于產(chǎn)出波動(dòng)這一經(jīng)驗(yàn)事實(shí)有顯著貢獻(xiàn)，而且勞動(dòng)就業(yè)的弱順周期性也要部分歸因于消費(fèi)慣性機(jī)制。

本文進(jìn)一步對(duì)各重要變量的波動(dòng)性進(jìn)行了分解，結(jié)果顯示，中性技術(shù)沖擊可以解釋產(chǎn)出、消費(fèi)、投資和勞動(dòng)生產(chǎn)力波動(dòng)的60%-80%。投資效率沖擊可以解釋勞動(dòng)就業(yè)波動(dòng)的60%-90%，它對(duì)其他變量的解釋力也不可忽視，如在中長(zhǎng)期可以解釋產(chǎn)出、消費(fèi)、投資和勞動(dòng)生產(chǎn)力波動(dòng)的20%-40%。最后，我們對(duì)產(chǎn)出和勞動(dòng)就業(yè)的動(dòng)態(tài)演進(jìn)進(jìn)行了歷史分解和反事實(shí)模擬，結(jié)果顯示，供給面的技術(shù)沖擊是產(chǎn)出動(dòng)態(tài)演進(jìn)的主要驅(qū)動(dòng)源，而投資效率沖擊則是勞動(dòng)就業(yè)動(dòng)態(tài)演進(jìn)的主要驅(qū)動(dòng)力。需要特別指出的是，1992年是一個(gè)重要的歷史分界點(diǎn)，1992年以后，企業(yè)投資效率變動(dòng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)特別是勞動(dòng)就業(yè)產(chǎn)生了重大的影響，我們認(rèn)為這是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)開(kāi)始向縱深發(fā)展的標(biāo)志。

二、中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)

本文利用中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)中國(guó)1978-2010年的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了整理，以1978年為基期，將所有名義變量調(diào)整為實(shí)際變量，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、消費(fèi)和投資數(shù)據(jù)可以直接從統(tǒng)計(jì)年鑒中獲取，但是資本和勞動(dòng)數(shù)據(jù)不能直接得到。首先，統(tǒng)計(jì)年鑒中并不報(bào)告資本數(shù)據(jù)，從而需要推算。我們利用張軍和章元（2003）的方法對(duì)2002-2010年的資本存量進(jìn)行了推算以補(bǔ)全數(shù)據(jù)。其次，勞動(dòng)數(shù)據(jù)存在一些瑕疵，如果采用統(tǒng)計(jì)年鑒中的勞動(dòng)就業(yè)數(shù)據(jù)，經(jīng)過(guò)計(jì)算，勞動(dòng)的波動(dòng)很大，而且呈現(xiàn)與產(chǎn)出相背的逆周期性。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局提供的歷年就業(yè)人員數(shù)，我國(guó)就業(yè)人員增長(zhǎng)率在1990年之前始終保持在2%-3%的水平，1990年突增至15.5%，顯然是因?yàn)?990年人口普查將以往漏報(bào)人數(shù)計(jì)算在內(nèi)，這說(shuō)明以前年份的數(shù)據(jù)偏低，因此我們對(duì)2000-2010年的勞動(dòng)就業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了平滑處理。①關(guān)于資本存量核算和人口調(diào)整，我們使用的方法與黃賾琳（2005）、胡永剛和劉方（2007）等一致。

根據(jù)調(diào)整后的數(shù)據(jù)，本文對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、消費(fèi)、投資、資本和勞動(dòng)的實(shí)際可比數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，②我們?cè)谟?jì)算二階矩時(shí)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了人均化處理。然后采用HP濾波方法提取了數(shù)據(jù)中的周期性成分。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，考慮到經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的線性增長(zhǎng)趨勢(shì)，本文還采用線性濾波來(lái)提取周期性成分。兩者的結(jié)果比較相似，本文以HP濾波的數(shù)據(jù)作為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的計(jì)算依據(jù)。由于國(guó)內(nèi)學(xué)者在分析中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)問(wèn)題時(shí)主要關(guān)注各變量的波動(dòng)性及其與產(chǎn)出的相對(duì)波動(dòng)性和同期相關(guān)系數(shù)，為了便于比較，我們不再列出其他指標(biāo)。

從表1中可以看出：（1）消費(fèi)和投資的波動(dòng)性大于GDP，其中投資的波動(dòng)性是產(chǎn)出的2.34倍，這與美國(guó)經(jīng)濟(jì)的特征相似，Kydland和Prescott（1982）發(fā)現(xiàn)這個(gè)比例約為2.8倍。消費(fèi)的波動(dòng)性稍大于產(chǎn)出，大約是產(chǎn)出波動(dòng)性的1.05倍，這與美國(guó)經(jīng)濟(jì)恰恰相反，美國(guó)經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)出的波動(dòng)性大于消費(fèi)。（2）資本存量的波動(dòng)性較低，僅為產(chǎn)出波動(dòng)性的一半左右，而且資本與產(chǎn)出的相關(guān)性也較低，這個(gè)特征與美國(guó)經(jīng)濟(jì)也基本相似。（3）勞動(dòng)的波動(dòng)性非常低，僅為產(chǎn)出波動(dòng)性的17%，而且與產(chǎn)出的相關(guān)性也很低，同期相關(guān)系數(shù)僅為0.23。這個(gè)特征與美國(guó)經(jīng)濟(jì)不同，美國(guó)的勞動(dòng)是高度順周期的。（4）勞動(dòng)生產(chǎn)力的波動(dòng)性與產(chǎn)出基本相同，而且與產(chǎn)出的相關(guān)性非常高。這個(gè)特征與美國(guó)經(jīng)濟(jì)有所不同，美國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)力與產(chǎn)出的相關(guān)性非常低，呈現(xiàn)弱周期性，Kydland和Prescott（1982）發(fā)現(xiàn)兩者相關(guān)系數(shù)僅為0.1，而中國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)力呈現(xiàn)強(qiáng)順周期特點(diǎn)。

因此，我們可以歸納出中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)存在的三個(gè)不同于美國(guó)的經(jīng)驗(yàn)特征：首先，消費(fèi)的波動(dòng)性稍大于產(chǎn)出；其次，勞動(dòng)的波動(dòng)性很低，且與產(chǎn)出的相關(guān)性很低，呈現(xiàn)弱順周期特征；最后，勞動(dòng)生產(chǎn)力與產(chǎn)出高度相關(guān)，呈現(xiàn)強(qiáng)順周期特點(diǎn)。

表1 中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的特征事實(shí)

三、理論模型

（一）傳導(dǎo)機(jī)制分析

為了避免各變量絕對(duì)波動(dòng)性低（胡永剛和劉方，2007）和消費(fèi)相對(duì)波動(dòng)性很高（黃賾琳，2005）的狀況，本文對(duì)標(biāo)準(zhǔn)的RBC模型進(jìn)行了拓展。

首先，為了避免各變量絕對(duì)波動(dòng)性低的狀況，本文在模型中加入了一種重要的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)源，即投資效率波動(dòng)。中國(guó)固定資產(chǎn)投資的波動(dòng)性很高，不僅有投資數(shù)量的波動(dòng)，還隱含投資效率的波動(dòng)。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同時(shí)期，投資效率的變化會(huì)對(duì)整個(gè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重要的影響，下文的模擬實(shí)驗(yàn)將證實(shí)這一點(diǎn)。由此，模型經(jīng)濟(jì)中存在三種外生沖擊：中性技術(shù)沖擊、投資效率沖擊和政府支出沖擊。在這三種沖擊下，經(jīng)濟(jì)中各個(gè)變量會(huì)產(chǎn)生較大的波動(dòng)性，特別是投資效率沖擊的引入使消費(fèi)的波動(dòng)性增強(qiáng)。

其次，為了避免模型產(chǎn)生過(guò)大的消費(fèi)波動(dòng)性，我們引入了消費(fèi)慣性機(jī)制。這反映了中國(guó)居民的消費(fèi)模式，即不僅關(guān)心未來(lái)消費(fèi)，還關(guān)注過(guò)往的消費(fèi)，前后權(quán)衡下做出平滑消費(fèi)的決策。消費(fèi)慣性機(jī)制的引入使消費(fèi)的波動(dòng)性下降，而且對(duì)中國(guó)勞動(dòng)的弱順周期性也具有明顯的解釋力。比如，當(dāng)發(fā)生正向外生沖擊時(shí)，邊際產(chǎn)出的提高導(dǎo)致工資上漲，在完全競(jìng)爭(zhēng)經(jīng)濟(jì)中，均衡勞動(dòng)應(yīng)有所提高，勞動(dòng)呈現(xiàn)明顯的順周期特征。但是工資上漲會(huì)產(chǎn)生兩種效應(yīng)：一種是替代效應(yīng)，導(dǎo)致勞動(dòng)供給增加；另一種是收入財(cái)富效應(yīng)，引起勞動(dòng)供給下降。消費(fèi)慣性的存在使家庭成員增加勞動(dòng)供給的動(dòng)力減弱，這會(huì)降低勞動(dòng)的波動(dòng)性，也在一定程度上削弱勞動(dòng)就業(yè)與產(chǎn)出的正相關(guān)性，從而使勞動(dòng)呈現(xiàn)低波動(dòng)性和弱順周期性。因此，勞動(dòng)的波動(dòng)特征與消費(fèi)慣性機(jī)制有重要關(guān)系。

最后，對(duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)力的強(qiáng)順周期性，由于勞動(dòng)生產(chǎn)力為單位勞動(dòng)的產(chǎn)出數(shù)量，當(dāng)勞動(dòng)呈現(xiàn)低波動(dòng)性時(shí)，勞動(dòng)生產(chǎn)力與產(chǎn)出便會(huì)高度正相關(guān)，這些經(jīng)驗(yàn)事實(shí)都是緊密聯(lián)系的，反映出經(jīng)濟(jì)的一般均衡動(dòng)態(tài)特征。

（二）模型描述

家庭選擇最優(yōu)的消費(fèi)和勞動(dòng)，在選擇最優(yōu)消費(fèi)時(shí)不僅關(guān)心本期的消費(fèi)，還關(guān)心本期消費(fèi)對(duì)下一期消費(fèi)的影響。①Boldrin等（2001）發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)慣性模型與資產(chǎn)收益溢價(jià)的特征是一致的。家庭關(guān)心的是復(fù)合消費(fèi)，其效用函數(shù)為u），其中＝CtvCt-1，理性消費(fèi)者會(huì)盡量平滑自己的消費(fèi)路徑。廠商選擇最優(yōu)的資本和勞動(dòng)投入組合以最大化利潤(rùn)，而政府部門(mén)通過(guò)征稅來(lái)滿足支出需要。

生產(chǎn)函數(shù)采用規(guī)模收益不變的柯布-道格拉斯形式：

其中，At表示中性技術(shù)進(jìn)步，反映全要素生產(chǎn)率的變化；Kt表示資本投入量，Lt表示勞動(dòng)投入量；參數(shù)θ表示產(chǎn)出對(duì)資本的彈性，也表示資本收益占總產(chǎn)出的份額；η表示平衡增長(zhǎng)路徑上產(chǎn)出和資本的增長(zhǎng)速度。

資本在每一期都會(huì)產(chǎn)生耗損折舊，而每一期的投資在轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)性資本存量時(shí)存在效率上的差異（Greenwood等，1997）。為了控制這種不確定性，本文將投資效率變動(dòng)引入模型中。物質(zhì)資本積累可表示為：

其中，Vt表示投資轉(zhuǎn)化為下一期生產(chǎn)性資本的效率，反映了不同時(shí)期投資效率的動(dòng)態(tài)變化經(jīng)濟(jì)中的資源約束為：

不等式（3）左邊第二項(xiàng)表示資本的調(diào)整成本，第三項(xiàng)表示勞動(dòng)的調(diào)整成本，分別反映了物質(zhì)資本和勞動(dòng)投入在變動(dòng)過(guò)程中的障礙和剛性，②在RBC模型中加入生產(chǎn)要素的調(diào)整剛性是比較標(biāo)準(zhǔn)的做法，這樣做可以控制要素的部分波動(dòng)性，但是這種單一實(shí)際剛性機(jī)制是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的。由式（4）和式（5）表示。參數(shù)q和φ分別表示資本和勞動(dòng)要素調(diào)整的難度系數(shù)。由于η表示平衡增長(zhǎng)路徑上資本的增長(zhǎng)速度，只有當(dāng)資本偏離平衡增長(zhǎng)路徑時(shí)才會(huì)產(chǎn)生調(diào)整成本，這反映了廠商力圖在平衡增長(zhǎng)路徑上發(fā)展的意愿。不等式（3）右邊分別是消費(fèi)、投資和政府支出。

經(jīng)濟(jì)中存在三種外生沖擊：中性技術(shù)進(jìn)步?jīng)_擊、投資效率沖擊和政府支出沖擊，其中政府支出標(biāo)準(zhǔn)化為gt＝Gt／ηt，表示濾掉趨勢(shì)后的政府支出。這三種沖擊的隨機(jī)運(yùn)動(dòng)分別用以下三個(gè)AR（1）過(guò)程來(lái)表示：

（三）均衡條件

理性個(gè)體的決策問(wèn)題可以表述為：

其中，β為主觀貼現(xiàn)系數(shù)，E0為初期的期望算子。這個(gè)決策問(wèn)題的最優(yōu)條件為：①所有變量都是去除趨勢(shì)后的平穩(wěn)變量。

其中，式（9）是消費(fèi)決策的歐拉方程，反映了存在消費(fèi)慣性時(shí)的最優(yōu)跨時(shí)消費(fèi)平滑動(dòng)機(jī)。式（10）是勞動(dòng)的最優(yōu)決策條件，揭示了勞動(dòng)變化的邊際效用和邊際產(chǎn)出與邊際調(diào)整成本之間的權(quán)衡關(guān)系。式（11）反映了資本調(diào)整的邊際產(chǎn)出與邊際成本之間的權(quán)衡關(guān)系。

（四）參數(shù)校準(zhǔn)與求解②參數(shù)賦值也可采用系統(tǒng)估計(jì)的方法，如貝葉斯極大似然方法，具體方法可參見(jiàn)劉宗明和李春琦（2013）等。但是由于本文使用的是年度數(shù)據(jù)，這樣低頻的數(shù)據(jù)特征會(huì)降低系統(tǒng)估計(jì)的效率，因此我們采用了校準(zhǔn)的方法。

由于本文使用的是年度數(shù)據(jù)，主觀貼現(xiàn)系數(shù)β取值為0.95。對(duì)于消費(fèi)慣性參數(shù)v，國(guó)內(nèi)尚無(wú)文獻(xiàn)資料可以參考，Jermann（1998）及Boldrin等（2001）選取v約等于0.8，使模型矩估計(jì)能夠匹配實(shí)際經(jīng)濟(jì)矩估計(jì)。本文采用該方法進(jìn)行校準(zhǔn)，發(fā)現(xiàn)v＝0.35能夠匹配消費(fèi)的二階矩估計(jì)。參照大多數(shù)研究，折舊率參數(shù)δ取0.05。資本的收入份額參數(shù)θ由下式估計(jì)得到：

本文利用張軍和章元（2003）以及補(bǔ)全的資本數(shù)據(jù)估計(jì)得到θ＝0.5。η的取值應(yīng)能夠匹配中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)際增長(zhǎng)率的均值，約為1.09。穩(wěn)態(tài)勞動(dòng)數(shù)值應(yīng)能夠匹配中國(guó)就業(yè)人數(shù)占總?cè)丝诘谋壤?，約為0.56，這與黃賾琳（2005）校準(zhǔn)的數(shù)值相當(dāng)。資本調(diào)整成本參數(shù)q取1.08以控制投資的波動(dòng)程度，φ約等于6.5以匹配勞動(dòng)和產(chǎn)出的實(shí)際波動(dòng)性。政府支出占產(chǎn)出的比重G／Y以實(shí)際均值為準(zhǔn)，約為0.13。

對(duì)于外生沖擊的相關(guān)參數(shù)，我們利用對(duì)數(shù)線性化后的平穩(wěn)系統(tǒng)進(jìn)行估計(jì)，首先從下式中得到lnAt的數(shù)據(jù)，然后估計(jì)一個(gè)AR（1）過(guò)程，即可得到中性技術(shù)沖擊的相關(guān)參數(shù)校準(zhǔn)值：

由式（2）可得lnVt的數(shù)據(jù)，同樣估計(jì)一個(gè)AR（1）過(guò)程，即可得到投資效率沖擊的相關(guān)參數(shù)校準(zhǔn)值。對(duì)于政府支出沖擊，可以直接從統(tǒng)計(jì)年鑒中得到政府支出數(shù)據(jù)序列，濾掉趨勢(shì)后通過(guò)AR（1）估計(jì)，即可得到相關(guān)參數(shù)校準(zhǔn)值。求解模型所需參數(shù)的校準(zhǔn)值如下：β＝0.95v＝0.35，δ＝0.05，θ＝0.50，η＝1.09，q＝1.08，G／Y＝0.13，L＝0.56，ρA＝0.72，σA＝0.032ρV＝0.39，σV＝0.086，ρG＝0.41，σG＝0.039。

為了求解模型，需要將由模型得到的非線性系統(tǒng)在穩(wěn)態(tài)附近進(jìn)行一階對(duì)數(shù)線性化近似在得到相關(guān)結(jié)構(gòu)參數(shù)的數(shù)值之后，便可求解模型并開(kāi)展模擬實(shí)驗(yàn)。

四、模擬結(jié)果與比較分析

（一）模型經(jīng)濟(jì)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)比較

表2報(bào)告了中國(guó)實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征與模型經(jīng)濟(jì)模擬的波動(dòng)情況。首先，從絕對(duì)波動(dòng)性來(lái)看，模型比較準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)了實(shí)際經(jīng)濟(jì)各變量的波動(dòng)性，產(chǎn)出、消費(fèi)、投資、勞動(dòng)和勞動(dòng)生產(chǎn)力波動(dòng)性的模型預(yù)測(cè)值和實(shí)際值分別是3.25和3.18、3.41和3.51、7.55和7.45、0.57和0.54、3.11和3.10。可以發(fā)現(xiàn)，這些變量的模型預(yù)測(cè)值與實(shí)際值非常接近。資本波動(dòng)性的模型預(yù)測(cè)值和實(shí)際值分別為2.51和1.61，雖然模型預(yù)測(cè)的資本的波動(dòng)性低于產(chǎn)出、消費(fèi)、投資和勞動(dòng)生產(chǎn)力，但是預(yù)測(cè)值與實(shí)際值還有點(diǎn)距離。從Kydland-Prescott方差比率來(lái)看，產(chǎn)出為1.02，消費(fèi)為0.97，投資為1.01，勞動(dòng)為1.06，勞動(dòng)生產(chǎn)力為1.003。因此，模型對(duì)各變量波動(dòng)性的解釋力都在90%以上，從而顯著改善了RBC模型對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的預(yù)測(cè)能力。

表2 模型經(jīng)濟(jì)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)性匹配情況

其次，從相對(duì)波動(dòng)性來(lái)看，消費(fèi)、投資、資本、勞動(dòng)和勞動(dòng)生產(chǎn)力相對(duì)于產(chǎn)出的波動(dòng)性的模型預(yù)測(cè)值和實(shí)際值分別是1.05和1.05、2.32和2.34、0.77和0.51、0.18和0.17、0.96和0.95。可以發(fā)現(xiàn)，除了資本，其他變量的模型預(yù)測(cè)值與實(shí)際值非常接近。模型準(zhǔn)確預(yù)測(cè)出消費(fèi)的波動(dòng)性稍大于產(chǎn)出以及勞動(dòng)的波動(dòng)性很低等經(jīng)驗(yàn)事實(shí)；同時(shí)，勞動(dòng)生產(chǎn)力的波動(dòng)性也被準(zhǔn)確預(yù)測(cè)出來(lái)。

最后，消費(fèi)、投資、資本、勞動(dòng)和勞動(dòng)生產(chǎn)力與產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)的模型預(yù)測(cè)值和實(shí)際值分別為0.58和0.63、0.83和0.81、0.57和0.45、0.33和0.23、0.99和0.98。可以發(fā)現(xiàn)，模型對(duì)各變量的周期性做出了準(zhǔn)確的預(yù)測(cè)，所有變量都是順周期的。投資和勞動(dòng)生產(chǎn)力是強(qiáng)順周期的，消費(fèi)和資本是中度順周期的，勞動(dòng)是弱順周期的。模型預(yù)測(cè)的勞動(dòng)與產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)為0.33，實(shí)際經(jīng)濟(jì)為0.23，這說(shuō)明模型比較成功地捕捉到了勞動(dòng)的弱順周期性。

綜合來(lái)看，本文的模型更好地預(yù)測(cè)出中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)存在的三個(gè)不同于美國(guó)的重要特征（1）消費(fèi)的波動(dòng)性稍大于產(chǎn)出；（2）勞動(dòng)的波動(dòng)性很低，而且具有顯著的弱順周期性；（3）勞動(dòng)生產(chǎn)力具有強(qiáng)順周期性。這說(shuō)明本文構(gòu)建的模型比較符合中國(guó)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際情況。

（二）消費(fèi)慣性機(jī)制重要嗎？

為了考察消費(fèi)慣性機(jī)制的重要性，我們對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)和沒(méi)有消費(fèi)慣性機(jī)制的模型結(jié)果進(jìn)行了比較。從表3中可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)不存在消費(fèi)慣性機(jī)制時(shí)，消費(fèi)相對(duì)于產(chǎn)出的波動(dòng)性為1.56，比存在消費(fèi)慣性機(jī)制時(shí)高50%。這恰好說(shuō)明了消費(fèi)慣性機(jī)制的重要性，當(dāng)經(jīng)濟(jì)中存在多種沖擊時(shí)，如果沒(méi)有消費(fèi)慣性平滑機(jī)制，消費(fèi)的波動(dòng)性會(huì)很大，消費(fèi)慣性機(jī)制對(duì)于抑制中國(guó)消費(fèi)出現(xiàn)大的波動(dòng)做出了重要貢獻(xiàn)。

同時(shí)，當(dāng)不存在消費(fèi)慣性機(jī)制時(shí)，勞動(dòng)與產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)比存在消費(fèi)慣性機(jī)制時(shí)高24%，比實(shí)際值高78%。這說(shuō)明消費(fèi)慣性機(jī)制對(duì)勞動(dòng)的弱順周期性也做出了貢獻(xiàn)。正如上文所分析的，消費(fèi)慣性機(jī)制的存在增強(qiáng)了外生沖擊對(duì)勞動(dòng)供給產(chǎn)生的收入財(cái)富效應(yīng)，使邊際產(chǎn)出提高時(shí)勞動(dòng)供給并不會(huì)即時(shí)提高，從而勞動(dòng)與產(chǎn)出的共變性減弱；反之，如果缺乏這種機(jī)制，那么勞動(dòng)與產(chǎn)出的共變性就會(huì)增強(qiáng)，從而提高勞動(dòng)的順周期性，這與經(jīng)驗(yàn)事實(shí)不符。因此，消費(fèi)慣性機(jī)制對(duì)勞動(dòng)的弱順周期性具有重要貢獻(xiàn)。

表3 無(wú)消費(fèi)慣性機(jī)制模型與實(shí)際經(jīng)濟(jì)比較

（三）投資效率變動(dòng)的重要性

為了考察投資效率變動(dòng)的重要性，我們對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)與沒(méi)有投資效率變動(dòng)時(shí)的模型結(jié)果進(jìn)行了比較。從表4中可以發(fā)現(xiàn)，幾乎所有變量的波動(dòng)性都下降了很多，對(duì)各變量與產(chǎn)出相關(guān)性的預(yù)測(cè)也差了不少。在要素調(diào)整成本的制約下，勞動(dòng)的波動(dòng)性很低，比實(shí)際值低50%以上，而且勞動(dòng)與產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.77，這說(shuō)明投資效率變動(dòng)對(duì)勞動(dòng)就業(yè)的弱順周期性具有顯著的貢獻(xiàn)。此外，消費(fèi)的波動(dòng)性大大下降，僅為產(chǎn)出的61%。投資的波動(dòng)性也比實(shí)際值低約15%。這說(shuō)明投資效率沖擊對(duì)中國(guó)消費(fèi)波動(dòng)大于產(chǎn)出的經(jīng)驗(yàn)特征具有重要的解釋力，也是投資效率變動(dòng)成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)重要來(lái)源的有力證據(jù)。下文將就三種沖擊對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)各變量波動(dòng)的貢獻(xiàn)進(jìn)行分解，從而厘清各變量波動(dòng)的主要來(lái)源。

表4 無(wú)投資效率沖擊模型與實(shí)際經(jīng)濟(jì)比較

五、進(jìn)一步的動(dòng)態(tài)分析

我們?cè)谏衔闹袕牟▌?dòng)性的角度對(duì)模型進(jìn)行了分析和評(píng)估。下文將依次回答以下三個(gè)問(wèn)題：第一，投資效率沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響如何？第二，投資效率沖擊對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量的波動(dòng)性有多大的解釋力？第三，投資效率沖擊對(duì)產(chǎn)出和勞動(dòng)就業(yè)的歷史貢獻(xiàn)有多大？

（一）脈沖反應(yīng)

圖1報(bào)告了產(chǎn)出、消費(fèi)、投資和勞動(dòng)的脈沖反應(yīng)。從中可以看到，產(chǎn)出、投資和勞動(dòng)在投資效率沖擊下出現(xiàn)增長(zhǎng)反應(yīng)，特別是產(chǎn)出增長(zhǎng)呈現(xiàn)“駝峰”形態(tài)，而且表現(xiàn)出很強(qiáng)的持續(xù)性其內(nèi)部傳導(dǎo)機(jī)制是：投資效率提高使有效生產(chǎn)性資本增加，資本和勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出提高，從而進(jìn)一步刺激投資和勞動(dòng)就業(yè)，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)出增長(zhǎng)。需要注意的是，勞動(dòng)就業(yè)擴(kuò)張的持續(xù)性較弱，很快便出現(xiàn)“超調(diào)反應(yīng)”，進(jìn)而勞動(dòng)就業(yè)擴(kuò)張趨勢(shì)發(fā)生逆轉(zhuǎn)，這主要是由投資和勞動(dòng)的調(diào)整成本所導(dǎo)致的。此外，我們還注意到，消費(fèi)呈現(xiàn)短期抑制反應(yīng)，但在中長(zhǎng)期會(huì)擴(kuò)張。其內(nèi)部傳導(dǎo)機(jī)制是：當(dāng)投資效率提高引致資本邊際報(bào)酬提高時(shí)，儲(chǔ)蓄會(huì)增加，從而抑制短期消費(fèi)，但同時(shí)未來(lái)的有效資本積累和收入提高，從而促進(jìn)未來(lái)的消費(fèi)。

圖1 投資效率沖擊下的脈沖反應(yīng)

脈沖分析給我們一些很重要的啟示：投資效率的提高固然是有益的，但如果經(jīng)濟(jì)資源的調(diào)整成本過(guò)高，投資效率提高帶來(lái)的就業(yè)擴(kuò)張就會(huì)很有限。因此，在提高投資效率的同時(shí)要著力降低資源的調(diào)整成本，如支持生產(chǎn)要素自由流動(dòng)、打破行業(yè)性和行政性就業(yè)市場(chǎng)壟斷等，從而促進(jìn)資源順暢調(diào)整，增加勞動(dòng)就業(yè)。

（二）波動(dòng)性分解

人們還比較關(guān)心的一個(gè)問(wèn)題是，多種外生沖擊對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量的波動(dòng)性究竟有多大的解釋力？我們可以通過(guò)對(duì)模型的動(dòng)態(tài)系統(tǒng)進(jìn)行波動(dòng)性分解得到答案，分解結(jié)果見(jiàn)表5。從中可以看到：第一，對(duì)于產(chǎn)出的波動(dòng)，從短期（1年）來(lái)看，中性技術(shù)沖擊占據(jù)絕對(duì)主導(dǎo)地位，它導(dǎo)致了高達(dá)99.61%的產(chǎn)出波動(dòng)，其他兩類沖擊幾乎沒(méi)有解釋力。從中長(zhǎng)期（5-15年）來(lái)看，中性技術(shù)沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的解釋力仍很強(qiáng)，但投資效率沖擊的解釋力逐漸增強(qiáng)，達(dá)到15%-20%。由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)中勞動(dòng)生產(chǎn)力和產(chǎn)出的相關(guān)性非常強(qiáng)，勞動(dòng)生產(chǎn)力波動(dòng)的主要來(lái)源與產(chǎn)出很相似。

第二，在短期內(nèi)，消費(fèi)的波動(dòng)主要是由投資效率沖擊所引起的，中性技術(shù)沖擊只能解釋33.09%，而投資效率沖擊可以解釋66.33%。然而，中性技術(shù)沖擊的解釋力逐漸增強(qiáng)，在中長(zhǎng)期可以達(dá)到60%-65%，而投資效率沖擊則只能解釋30%-40%。

第三，無(wú)論從短期還是中長(zhǎng)期來(lái)看，中性技術(shù)沖擊都可以解釋70%以上的投資波動(dòng)，同時(shí)投資效率沖擊也具有重要的解釋力，可以解釋約25%。而資本的波動(dòng)主要是由投資效率沖擊所引起的，短期可以解釋約76%，中長(zhǎng)期可以解釋60%左右。

第四，對(duì)勞動(dòng)而言，中性技術(shù)沖擊并不是其波動(dòng)的主要來(lái)源。中性技術(shù)沖擊只能解釋勞動(dòng)就業(yè)短期波動(dòng)的4%左右，對(duì)中長(zhǎng)期波動(dòng)的解釋力仍有限，最多達(dá)到40%。因此，標(biāo)準(zhǔn)的RBC模型很難對(duì)中國(guó)勞動(dòng)就業(yè)波動(dòng)做出正確解釋。正如本文所預(yù)期的，勞動(dòng)就業(yè)的波動(dòng)主要是由投資效率沖擊所引起的，尤其是其對(duì)短期波動(dòng)的解釋力達(dá)到95%左右，對(duì)中長(zhǎng)期波動(dòng)也能解釋60%-90%。

表5 波動(dòng)性分解

（三）反事實(shí)模擬

波動(dòng)性分解無(wú)法從整個(gè)歷史時(shí)期對(duì)外生沖擊的貢獻(xiàn)進(jìn)行分析和判斷，而歷史分解和反事實(shí)模擬的方法恰恰可以做到這一點(diǎn)。我們首先運(yùn)用卡爾曼平滑技術(shù)估計(jì)出中國(guó)經(jīng)濟(jì)中以上三種沖擊的歷史時(shí)間序列，然后引入模型中就可以計(jì)算出它們對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量的歷史貢獻(xiàn)，從而獲得反事實(shí)模擬結(jié)果。產(chǎn)出穩(wěn)定增長(zhǎng)和充分就業(yè)是宏觀經(jīng)濟(jì)良好運(yùn)行的兩個(gè)重要表現(xiàn)，為此我們以產(chǎn)出和勞動(dòng)就業(yè)作為反事實(shí)模擬分析的重要變量。

三種沖擊下的反事實(shí)模擬結(jié)果見(jiàn)圖2和圖3。從圖2中可以看到，技術(shù)沖擊下的產(chǎn)出序列與實(shí)際產(chǎn)出序列具有很強(qiáng)的匹配性，表現(xiàn)出很強(qiáng)的協(xié)動(dòng)關(guān)系；而投資效率沖擊下的產(chǎn)出序列與實(shí)際產(chǎn)出序列的差異較大，協(xié)動(dòng)性較弱，但在1992年以后協(xié)動(dòng)性逐漸增強(qiáng)；政府支出沖擊對(duì)產(chǎn)出的動(dòng)態(tài)演進(jìn)影響甚微。這說(shuō)明技術(shù)沖擊對(duì)產(chǎn)出的歷史演進(jìn)具有決定性作用，投資效率沖擊對(duì)1992年以后的產(chǎn)出動(dòng)態(tài)演進(jìn)也具有重要影響。我們認(rèn)為，1978年中國(guó)開(kāi)始改革開(kāi)放，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的影響較小，企業(yè)投資效率變動(dòng)還沒(méi)能有效發(fā)揮作用。1992年鄧小平同志“南巡講話”具有進(jìn)一步解放思想的作用，使得改革開(kāi)放向縱深發(fā)展，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的比重不斷提高，企業(yè)投資效率的波動(dòng)性增強(qiáng)，從而投資效率沖擊對(duì)產(chǎn)出動(dòng)態(tài)演進(jìn)的影響增大。

從圖3中可以看到，技術(shù)沖擊下的就業(yè)序列與實(shí)際就業(yè)序列的共變性總體上較弱，而兩者在1978-1992年表現(xiàn)出較強(qiáng)的共變性，1992年以后則很弱。1978-1992年，政府支出沖擊對(duì)勞動(dòng)就業(yè)動(dòng)態(tài)演進(jìn)具有重要的影響，而1992年以后，政府支出沖擊的影響較弱。投資效率沖擊下的就業(yè)序列和實(shí)際就業(yè)序列表現(xiàn)出很強(qiáng)的相似性，兩者在1978-1983年非常接近，這可能是受改革開(kāi)放政策的影響，企業(yè)開(kāi)始面向市場(chǎng)，其投資效率開(kāi)始出現(xiàn)波動(dòng)，這種波動(dòng)對(duì)就業(yè)市場(chǎng)產(chǎn)生了較大影響；1983-1992年，企業(yè)投資效率相對(duì)比較穩(wěn)定；而1992年以后，投資效率再次出現(xiàn)波動(dòng)，其形成的歷史路徑與實(shí)際路徑幾乎重合。

圖2 產(chǎn)出動(dòng)態(tài)的反事實(shí)模擬

可見(jiàn)，投資效率沖擊是勞動(dòng)就業(yè)動(dòng)態(tài)演進(jìn)的主要驅(qū)動(dòng)力，這也印證了上文波動(dòng)性分解的結(jié)論。與產(chǎn)出的反事實(shí)模擬結(jié)果類似，我們認(rèn)為，1978-1992年，中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度較低，計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代政府行為影響勞動(dòng)就業(yè)的烙印還比較深，因此政府支出沖擊對(duì)就業(yè)具有較強(qiáng)的影響；隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的深入發(fā)展，企業(yè)投資效率變動(dòng)對(duì)就業(yè)市場(chǎng)的影響逐漸增強(qiáng)，政府支出的影響則逐漸減弱。因此，1992年是一個(gè)重要的歷史分界點(diǎn)，1992年以后，企業(yè)投資效率變動(dòng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)特別是勞動(dòng)就業(yè)產(chǎn)生了重大的影響，我們認(rèn)為這是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)開(kāi)始向縱深發(fā)展的標(biāo)志。

圖3 勞動(dòng)就業(yè)動(dòng)態(tài)的反事實(shí)模擬

六、結(jié) 論

中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)存在三個(gè)不同于美國(guó)的重要特征：消費(fèi)的波動(dòng)稍大于產(chǎn)出；勞動(dòng)的波動(dòng)性很低，且與產(chǎn)出的相關(guān)性很低，呈現(xiàn)弱順周期特征；勞動(dòng)生產(chǎn)力呈現(xiàn)強(qiáng)順周期特征。為了解釋這些經(jīng)驗(yàn)事實(shí)，本文將投資效率變動(dòng)和居民消費(fèi)的慣性平滑機(jī)制引入DSGE模型進(jìn)行了模擬分析和機(jī)制評(píng)估。研究發(fā)現(xiàn)，在引入投資效率和消費(fèi)慣性兩種機(jī)制后，模型能夠有效匹配實(shí)際經(jīng)濟(jì)中的波動(dòng)特征。投資效率沖擊對(duì)勞動(dòng)波動(dòng)具有絕對(duì)的解釋力，可以解釋60%-90%，它對(duì)其他變量波動(dòng)的解釋力也不可忽視。歷史分解和反事實(shí)模擬結(jié)果顯示，供給面的技術(shù)沖擊是產(chǎn)出動(dòng)態(tài)演進(jìn)的主要驅(qū)動(dòng)源，而投資效率沖擊則是勞動(dòng)就業(yè)動(dòng)態(tài)演進(jìn)的主要驅(qū)動(dòng)力；另外，1992年是一個(gè)重要的歷史分界點(diǎn)，1992年以后，企業(yè)投資效率變動(dòng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)特別是勞動(dòng)就業(yè)產(chǎn)生了重大的影響，我們認(rèn)為這是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)開(kāi)始向縱深發(fā)展的標(biāo)志。

本文研究具有以下啟示：首先，投資能否有效轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)性資本對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)具有重要影響。因此，當(dāng)政府試圖通過(guò)影響投資來(lái)影響產(chǎn)出時(shí)，須關(guān)注投資的有效性，避免重復(fù)投資和低效投資，防止對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)造成沖擊。其次，由于消費(fèi)慣性可以有效緩沖經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，政府應(yīng)從收入分配角度穩(wěn)定主體消費(fèi)人群的預(yù)期，注意培育和加強(qiáng)居民消費(fèi)的慣性平滑，避免消費(fèi)大起大落，從而降低宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度。最后，政府不僅應(yīng)重視宏觀經(jīng)濟(jì)總量，更要關(guān)注宏觀總量的效率變動(dòng)，如投資效率、產(chǎn)能效率等。政府應(yīng)擺脫傳統(tǒng)需求管理的宏觀調(diào)控思維，更多地從供給角度糾正宏觀總量的無(wú)效率損失，使宏觀調(diào)控步入更具建設(shè)性的長(zhǎng)效發(fā)展路徑。

[1]卜永祥，靳炎.中國(guó)實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期：一個(gè)基本解釋和理論擴(kuò)展[J].世界經(jīng)濟(jì)，2002，（7）：3-10.

[2]陳昆亭，龔六堂，鄒恒甫.什么造成了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)，供給還是需求？中國(guó)經(jīng)濟(jì)的RBC分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2004，（4）：3-11.

[3]陳昆亭，龔六堂.粘滯價(jià)格模型以及對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的數(shù)值模擬[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006，（8）：107-116.

[4]胡永剛，劉方.勞動(dòng)調(diào)整成本、流動(dòng)性約束與中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007，（10）：32-43.

[5]黃賾琳.中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期特征與財(cái)政政策效應(yīng)——一個(gè)基于三部門(mén)RBC模型的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005，（6）：27-38.

[6]劉宗明.投資效率演進(jìn)與中國(guó)總產(chǎn)出波動(dòng)[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2013，（1）：54-70.

[7]劉宗明，李春琦.勞動(dòng)交易成本、選擇性路徑依賴與勞動(dòng)就業(yè)動(dòng)態(tài)[J].管理世界，2013，（2）：18-31.

[8]張軍，章元.對(duì)中國(guó)資本存量 K的再估計(jì)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003，（7）：35-43.

[9]Boldrin M，Christiano L，F(xiàn)isher J.Habit persistence，asset returns，and the business cycle[J].American Economic Review，2001，91（1）：149-166.

[10]Cooper R，Johri A.Learning-by-doing and aggregate fluctuations[J].Journal of Monetary Economics，2002，49（8）：1539-1566.

[11]Gali J，Rabanal P.Technology shocks and aggregate fluctuations：How well does the real business cycle model fit postwar U.S.data？[R].NBER Working Paper No.10636，2004.

[12]Greenwood J，Hercowitz Z.The allocation of capital and time over the business cycle[J].Journal of Political Economy，1991，99（6）：1188-1214.

[13]Greenwood J，Hercowitz Z，Krusell P.Long-run implications of investment-specific technological chang[J].American Economic Review，1997，87（3）：342-362.

[14]Hansen G D.Indivisible labor and the business cycle[J].Journal of Monetary Economics，1985，16（3）309-327.

[15]Jermann U J.Asset pricing in production economies[J].Journal of Monetary Economics，1998，41（2）257-275.

[16]Kydland F E，Prescott E C.Time to build and aggregate fluctuations[J].Econometrica，1982，50（6）1345-1370.

[17]McGrattan E R，Rogerson R，Wright R.An equilibrium model of the business cycle with household pro duction and fiscal policy[J].International Economic Review，1997，38（2）：267-290.

[18]Smets F，Wouters R.Shocks and frictions in US business cycles：A Bayesian DSGE approach[J].Ameri can Economic Review，2007，97（3）：586-606.