對中國總需求—總供給函數的實證研究

摘 要：基于新凱恩斯DSGE模型對中國總需求和總供給函數進行估計及分解結果顯示，中國總需求曲線陡峭而總供給曲線平坦，說明中國經濟受到總需求沖擊最大，而總供給沖擊作用較小。影響中國總需求、總供給的主要因素是居民對未來經濟波動的預期。今后中國在操作貨幣政策時應注重規則使用，同時增加政策透明度，使公眾能夠形成與政策制定者相同的預期，從而提高政策效應。

關 鍵 詞： 新凱恩斯經濟學；動態隨機一般均衡模型；總需求-總供給分析

中圖分類號：F014.32 文獻標識碼：A 文章編號：1006-3544（2013）04-0043-06

一、引言

自凱恩斯出版《通論》創立宏觀經濟學學科以來，總供給曲線和總需求曲線成為宏觀經濟的重要分析工具。不同的總供給和總需求曲線體現著不同的政策含義。因此，對其估計有著理論和實踐兩方面重要的意義。在理論上，通過對曲線形狀的估計，可以檢驗不同理論，有助于我們從不同理論中選出最符合實際的一個；在實踐上，對總供給和總需求曲線形狀的了解可以為我們制定合乎實際的政策提供依據。

國內學者鄭超愚（2004）結合總供給函數的通用形式和貨幣主義性質的總需求函數，建立了面向中國經濟的非正統總供給-總需求模型， 考察了中國總供給-總需求模型的貨幣經濟周期和動態均衡性質，揭示了中國經濟結構失衡的逆周期波動性質。龔敏、李文溥（2007）采用總供給-總需求模型（AS-AD模型）和結構向量自回歸模型（SVAR）考察了1996～2005年期間驅動中國產出和價格水平變化的總供給和總需求的作用，結論是近年來的“高增長、低通脹”是在有效供給能力改善的強有力推動下實現的。萬光彩、劉莉（2007）在附加預期的菲利普斯曲線基礎上，通過引入可變的技術進步變量，指出除預期的通貨膨脹率、產出缺口外，技術進步也是影響總供給曲線的重要變量； 同時將總需求曲線擴展到開放經濟條件下， 闡釋了中國宏觀經濟運行中的高增長與低通脹并存現象。徐高（2008）運用Blanchard和Quah（1989）提出的長期識別條件，在一個二元結構向量自回歸模型中將影響中國真實GDP和通貨膨脹的沖擊分解成了供給沖擊和需求沖擊， 利用分解的結果估計了中國短期總供給-總需求曲線的斜率，估計結果表明，中國的短期總供給曲線斜率為負（真實產出與通貨膨脹負相關）， 而短期總需求曲線斜率為正（真實產出與通貨膨脹正相關），這與現有的宏觀理論完全不符，稱之為“斜率之謎”。而高士成（2010）運用Blanchard和Quah（1989）提出的長期識別條件， 采用SVAR方法討論了中國短期總供給-總需求曲線的斜率， 研究結果表明中國短期經濟波動的主要影響因素為需求沖擊，同時，總需求和總供給曲線的斜率也與理論基本相符，不存在斜率之謎。

相對于VAR模型， 動態隨機一般均衡模型（DSGE模型）不僅對經濟主體的最優行為決策方式及各經濟主體決策行為之間的相互關系進行了清晰的描述，而且對經濟的長期均衡狀態及短期的動態調整過程進行了細致的刻畫；既保證了宏觀和微觀分析的一致性，又使長期與短期分析得到了有機結合。DSGE模型的結構性特點使其能夠避免盧卡斯批判，從而在政策分析和評價中發揮巨大作用。

前瞻性、具有微觀經濟基礎的新凱恩斯模型成為近年來宏觀經濟分析的框架，Clarida、Gali和Gertler（1999）首次將新凱恩斯模型應用于貨幣政策分析，簡約模型的新凱恩斯框架包含三個等式：第一個被Kerr和King（1996）、McCallum和Nelson（1999）稱之為預期IS曲線，它是由居民效用最大化即歐拉等式的對數線性化得來的；第二個是前瞻菲利普斯曲線，由壟斷競爭企業通過Calvo（1983）或Rotemberg（1982）模式調整價格以達到最大化利潤得到的；最后一個等式是泰勒規則，即央行調整名義利率應對產出缺口和通貨膨脹變化的反應函數。新凱恩斯經濟學模型通過這三個等式刻畫了三個重要宏觀經濟變量的動態行為：實際產出、通貨膨脹率和名義利率。由于新凱恩斯經濟學重點是名義變量行為，又特別注重貨幣政策規則，因此學者們常將其與傳統IS-LM曲線聯系在一起，因而新凱恩斯經濟學的分析框架屬于動態隨機一般均衡模型（DSGE）。

本文在新凱恩斯DSGE模型基礎上， 估計了中國的總需求、總供給函數，回答了中國總需求和總供給曲線的“斜率之謎”問題。同時，本文基于DSGE模型創新性地將總需求和總供給函數進行分解，詳細分析了各種沖擊對中國總需求、總供給的影響，以此為依據對中國2010～2011年的經濟波動原因從總需求總供給角度進行闡釋。

二、模型構建及估計策略

本文采用Clarida、Gali和Gertler（1999）的新凱恩斯經濟學DSGE框架，并在此基礎上進行改進，模型包括居民戶、最終產品生產商、中間產品生產商及中央銀行等主體。

（一）居民戶行為

居民戶在期初擁有貨幣Mt-1和債券Bt-1，接受中央銀行給予家庭的一次性轉移支付Tt， 居民利用其中一部分貨幣購買新債券價值為■，rt為t到t+1期名義利率，居民戶提供ht的勞動力給中間產品生產商，獲取勞動報酬wt ht，wt為名義工資，同時居民戶以價格Pt消費最終產品Ct，在t期末，居民戶從中間產品廠商那里獲得紅利Dt。

居民戶行為受到的預算限制：

Mt-1+Bt-1+Tt+wt ht+Dt≥PtCt+■+Mt （1）

居民戶最大化預期效用函數：

E0■？茁t？琢t ln（Ct）+ln（■）-■h■■（2）

其中，？茁∈（0，1），為家庭的隨機貼現因子；？濁≥1，為消費的消費替代彈性；偏好沖擊？琢t 服從自相關過程：

ln ？琢t= ？籽？琢 ln ？琢t-1+？著？琢t （3）

其中？籽？琢∈（0，1），？著？琢t是具有0均值、標準誤為？滓？琢的正態分布。

居民戶最大化行為得到其一階條件為：

h■■=■■ （4）

■=？茁rt（■■） （5）

（二）最終產品生產商行為

廠商使用連續的中間產品Yt（i）生產惟一的最終產品Yt，中間產品的名義價格為Pt（i），最終產品廠商采用如下常替代彈性的生產技術：

■Yt（i）■（di）■≥Yt （6）

其中，？茲t為可變中間產品的需求彈性，稱為成本驅動沖擊，服從自相關過程：

ln ？茲t=（1-？籽？茲） ln ？茲+？籽？茲 ln ？茲t-1+？著？茲 t（7）

其中？籽？茲∈（0，1），？茲>1，？著？茲 t是具有0均值、標準誤為？滓？茲的正態分布。

最終產品生產商最大化其利潤行為：

Yt（i）=[■]■ Yt （8）

得到最終產品價格Pt與中間產品價格Pt（i）之間的關系為：

Pt=■Pt（i）■di■ （9）

（三）中間產品生產商行為

中間產品廠商采用如下常替代彈性的生產技術：

Zt ht（i）≥Yt （i） （10）

Zt為總技術沖擊，服從隨機游走過程：

ln Zt=ln Z+ln Zt-1+？著zt （11）

其中，z>1，？著zt是具有0均值、標準誤為？滓z的正態分布。

中間產品生產商面臨最終產品的價格調整成本為：■[■-1]2Yt（12）

這里？準≥0代表價格調整成本尺度，？仔≥1度量穩態通貨膨脹率。

此中間廠商名義價格調整方式最初由Rotemberg提出，即公司必須選擇一系列價格Pt （i）最大化其總市場價值，即E■？茁t ■■，這里？茁t ■度量居民戶實際利潤的邊際利用價值，而實際利潤可表示為：

■=[■]■Yt-[■]■■■-

■[■]2Yt （13）

上述問題的一階條件為：

（？茲t-1）[■]■■=？茲t[■]■■■■-

？準■-■+？茁 ？準 Et{■■[■-1]×

■■} （14）

若？準=0，則Pt（i）=■■意味著中間產品生產商沒有價格調整成本。

（四）對稱性均衡

所有中間產品生產上做出惟一決策，即Yt （i）=Yt，ht（i）=ht，Pt（i）=Pt，Dt（i）=Dt，市場出清條件意味著Mt=Mt-1+Tt，Bt=Bt-1=0，居民戶的預算限制（1）式可重新寫為：

Yt=Ct+■（■-1）2Yt （15）

消費者歐拉等式（5）重新寫為：

■=？茁 rt Et（■■） （16）

中間產品生產商一階條件（14）式可重新寫為：

？茲t-1=？茲t■（■）？濁-1■-？準（■-1）■+

？茁 ？準 Et[■■（■-1）■■] （17）

這里？仔t=■表示通貨膨脹率。

（五）有效分配和產出缺口

假如存在一個社會分配者，他分配居民戶的勞動nt （i）去生產中間產品Qt （i），得到最終產品Qt ，以最大化居民戶福利，即：

E■？茁t {？琢t ln Qt-■[■nt （i）di]？濁} （18）

Zt[■nt （i）■di]■≥Qt （19）

其一階條件定義產出Qt的有效水平值為Qt=

？琢■■Zt，得到產出缺口為：

xt=（■）1/？濁（■） （20）

（六）線性對數化模型

（4）、（5）、（7）、（11）～（13）式描述了5個內生變量Yt，Ct，rt，xt，？仔t和三個外生沖擊？琢t，？茲t，Zt，定義產出增長率：

gt=■ （21）

若不存在技術沖擊，則所有變量都趨向于其穩定狀態增長路徑，即：

yt=y，ct=c，rt=r，xt=x，？仔t=？仔，gt=g，？琢t=1，？茲t=？茲，zt=z，

令

yt=ln（yt /y），ct=ln（ct /c），rt=ln（rt /r），xt=ln（xt /x），？仔t=ln（？仔t /？仔），gt=ln（gt /g），？琢t=ln（？琢t），？茲t=ln（？茲t /？茲），zt=

ln（zt /z）。

以上模型的對數線性化形式為：

？琢t= ？籽？琢 ？琢t-1+？著？琢t （22）

ln et= ？籽e et-1+？著et （23）

zt=？著zt （24）

xt=Et xt+1-（rt-Et ？仔t+1）+（1-？棕）（1- ？籽？琢）？琢t （25）

？仔t=？仔+？茁 Et？仔t+1+？鬃 xt-et （26）

xt=yt-？棕？琢t （27）

gt=g+yt-yt-1+zt （28）

其中？棕=■，？鬃=？濁■， et=■？茲t，？籽e=？籽？茲，？滓e=■？滓？茲。（22）～（24）式描述了偏好、成本推動和技術沖擊行為，（25）式為預期IS曲線，（26）式為新凱恩斯Phillips曲線。

（七）央行行為

假設中央銀行按照Taylor（1993）規則操作貨幣政策，即：

rt=rt-1+ ？籽？仔 ？仔t+？籽g gt+ ？籽x xt+？著rt （29）

泰勒規則具有明確的政策含義， 即聯邦基金名義利率要順應通貨膨脹率的變化， 以保持實際均衡利率的穩定性。如果產出的增長率超過潛在水平，或失業率低于自然失業率， 以及預期通貨膨脹率超過目標通貨膨脹率， 則會使實際利率偏離實際均衡利率，貨幣當局就應運用政策工具調節名義利率，使實際利率恢復到實際均衡利率。

本文采用極大似然方法估計上文線性化DSGE模型的結構參數。 首先運用Blanchard和Kahn（1980）的方法求解線性DSGE模型的解，并用狀態空間的形式表示， 然后運用Kalman濾波得到關于模型結構參數的似然函數， 極大化之即可求得參數的估計值。具體地：

將本文構建的DSGE模型的對數線性化表示為狀態空間形式：

AEt Xt+1=BXt+CVt （30）

其中Xt=[yt，？仔t，rt，xt，zt，gt，？茲t]′，Vt=[？著t，at，et]，系數矩陣A、B、C取決于模型結構參數，則用BK方法得到模型解的狀態空間形式：

xt=Fxt-1+D？孜t

ft=Hxt（31）

模型狀態變量xt=[yt，？仔t，rt，xt，zt，gt，？茲t]′，觀測變量ft=[yt，？仔t，rt]′，外生隨機擾動項？孜t=[？著t，at，et]，F、D、H同樣依賴于模型結構參數， 觀測變量個數與外生沖擊個數相等，從而避免了估計中的奇異性問題。下文參數的估計值是通過運用DYNARE工具箱，在MATLAB2010a環境中計算得到的。

三、實證分析

（一）數據來源及處理

本文采用中國2006年3月至2011年12月的數據，包括產出缺口、通貨膨脹率和利率。

1. 產出缺口。 本文使用工業增加值代表實體經濟行為， 將其取對數后利用HP濾波法推算出潛在水平，在此基礎上計算各期產出缺口。數據來源于國家統計局網站。

2. 通貨膨脹率。 本文選用居民消費價格指數變化作為衡量價格水平變化即通貨膨脹率指標。計算公式：通貨膨脹率=（月度CPI-1）×100%。數據來源于國家統計局網站。

3. 利率。 本文選取全國銀行間7天同業拆借利率。數據來源于中國人民銀行網站。

將以上數據做圖，如圖1所示。

圖1顯示了我國產出缺口具有明顯季節波動特征， 同時具有周期性特征。2008年出現一次波谷，2010年中又出現一次波谷； 由于2008年美國次貸危機引發全球經濟衰退，我國2008年通貨膨脹率達到最高點，2009年中降至波谷，2010年波動再次加大，進入2011年又開始逐漸攀升，央行調節利率的幅度及頻率相對往年也較高。

（二）模型參數估計結果

為了得到總需求和總供給曲線，將（20）、（21）式代入（19）式，得到：

？仔t= ？鬃gt+st+（？仔- ？鬃g） （32）

這里st= ？茁Et ？仔t+1+ ？鬃 yt-1-？鬃 zt -？棕 ？鬃 at- et。（30） 式中通貨膨脹率表示為產出增長率的線性函數， 斜率為 ？鬃，截距為st+（？仔- ？鬃g）。當經濟在均衡增長路徑時變參數st為0，斜率依賴于名義價格剛性， ？鬃→∞完全彈性意味著一條垂直總供給曲線，相反 ？鬃→0則存在一條水平總供給曲線。

相似的得到總需求曲線：

？仔t=-（■）gt+dt+（？仔+■g） （33）

其中

dt=-■rt-1+■Et xt+1+■Et ？仔t+1-（■）zt+

■at-■？著r，t （34）

同理，當經濟在均衡增長路徑時變參數dt為0，總需求曲線依賴于規則參數，？籽？仔越大曲線越平，但？籽g、？籽x越大，曲線越陡峭。

由估計參數結果得到總需求曲線斜率為-3.76，總供給曲線斜率為0.1，總需求曲線陡峭而總供給曲線平坦，說明中國經濟受到總需求沖擊影響最大，而總供給沖擊作用較小，中國總需求、總供給曲線斜率與宏觀經濟理論一致，不存在“斜率之謎”。

對于貨幣政策沖擊，rt增大導致居民戶調整消費，同時居民戶會預期下一期產出缺口為負，通貨膨脹率低于穩態值，以上作用使得總需求減少。另外，公司調整價格成本昂貴，公司會降低當期價格，因而總供給變大。

對于央行行為方程估計結果，貨幣當局當期目標利率波動對上期產出波動及上期通貨膨脹波動的反應系數分別為0.3825和0.4214。這表明央行目標利率對產出波動的反應大于對通貨膨脹波動的反應，中國央行貨幣政策調節更注重應對產出變化，不注重應對通貨膨脹波動。

（三）模型沖擊估計結果

模型沖擊估計結果（見圖2）顯示，偏好沖擊在2008年有一個較大波峰，成本推動沖擊在2008年有一個較大波谷，技術沖擊和政策沖擊周期波動較有規律。偏好沖擊波動的持久性為？籽？琢=0.778，成本推動沖擊波動的持久性為？籽e=0.9279，偏好沖擊和生產率沖擊的持久性較大，反映了樣本期內中國經濟發生具有較長時間影響的偏好沖擊和成本推動沖擊。這意味著總供給和總需求在很大程度上存在長期持續性特征的影響。

（四）總需求、總供給脈沖響應分析

對模型總需求、總供給（以下依次為偏好沖擊、技術沖擊、成本推動沖擊和政策沖擊）進行脈沖響應結果如圖3、圖4所示。

脈沖響應結果顯示， 一個正的偏好沖擊增加總供給但減少總需求， 一個正的技術沖擊增加總供給但減少總需求， 一個正的成本推動沖擊和政策沖擊同時增加總需求和總供給。

（五）對我國2010年第1季度至2011年第4季度總需求和總供給進行分解分析

由于2008年美國次貸危機引發全球經濟衰退，我國自2008年經濟波動加大， 因此本文對中國2010～2011年總需求和總供給函數進行分解，結果如表2所示：

分解結果顯示，2010～2011年總需求不斷增大而總供給不斷減小。對于總需求函數，影響其變動的主要是■ at， 即偏好沖擊，■ Et ？仔t+1及-■ rt-1的影響幾乎可以忽略，說明我國總需求對未來通貨膨脹率及未來利率波動反應微乎其微；對于總供給函數，影響其變動的主要是-？棕 ？鬃at，也是偏好沖擊，而？茁 Et ？仔t+1、？鬃 yt-1及- ？鬃 zt的影響非常小。結果顯示2010～2011年間影響中國總需求、總供給波動的主要因素是偏好沖擊，體現偏好沖擊的方程為居民戶的效用最大化函數，也就是說影響中國總需求、總供給波動的主要因素是居民戶對未來經濟波動的預期。

四、結論與政策建議

本文基于新凱恩斯DSGE模型對中國總需求和總供給函數進行估計及分解分析，結果顯示中國總需求曲線陡峭而總供給曲線平坦。模型沖擊估計結果顯示，偏好沖擊在2008年有一個較大波峰，成本推動沖擊在2008年有一個較大波谷，技術沖擊和政策沖擊周期波動較有規律。 模型脈沖響應結果顯示一個正的偏好沖擊增加總供給但減少總需求， 一個正的技術沖擊增加總供給但減少總需求， 一個正的成本推動沖擊和政策沖擊同時增加總需求和總供給。最后本文對中國2010～2011年總需求、總供給函數進行分解，結果說明影響中國總需求、總供給的主要因素是居民對未來經濟波動的預期。

今后中國在操作貨幣政策時應注重規則使用，同時增加政策透明度， 使公眾能夠形成與政策制定者相同的預期，從而提高政策效應。

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（責任編輯、校對：龍會芳）