中國勞動力轉移波動對宏觀經濟的沖擊效應

馬軼群+曲澤靜

H摘要：通過構建勞動力轉移波動沖擊宏觀經濟的動態隨機一般均衡模型，探討勞動力轉移對中國宏觀經濟影響的內在機理及影響程度。實證結果表明：建立的動態隨機一般均衡模型能夠較好地解釋實際經濟特征，勞動力轉移對宏觀經濟變量的影響較其他沖擊具有長期性，對產出、消費、投資和資本存量具有長期正向效應，對就業、物價、工資收入和生產成本具有長期負向效應。技術進步、政府支出和勞動力供給對宏觀經濟的沖擊與已有研究較為一致，但與勞動力轉移相比，三種沖擊對宏觀經濟的影響僅為中短期效應。在對各宏觀經濟變量變化的貢獻中，勞動力轉移僅對產出發揮了主要作用，對資本和物價的變化有重要影響，但要弱于技術進步的影響，而在對消費和就業的影響上，勞動力轉移要顯著弱于技術進步。

關鍵詞：動態隨機一般均衡模型；勞動力轉移；宏觀經濟

中圖分類號：C92-05文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2014）06-0057-12

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2014.06.006

The Shock Effect of Labor Transfer Fluctuation for Macroeconomy in China

MA Yiqun1， QU Zejing2

（1.School of Economics，Nanjing University，Nanjing 210093，China；

2.Business School， Tongling University， Tongling 244061， China）

Abstract：The paper set up a dynamic stochastic general equilibrium model including labor transfer which used data simulation method to study the inherent logic and dynamic impact of labor transfer influence on macroeconomy in China. Empirical findings show that： the DSGE model can explain the real economy well， the shock of labor transfer for macroeconomy is longer than other variables. Labor transfer has positive impact on output， consumption， investment and capital stock in the long term， and has negative impact on employment， price， wage and output cost in the long term. The impact of technical progress， government expenditures and labor supply is the same with existent research， but they are midterm and shortterm impact. Labor transfer only play a significant role in contribution for output， has important impact on capital stock and price. The impact of labor transfer for consumption and employment is weaker than technical progress.

Keywords：DSGE Model； labor transfer； macroeconomy

一、引言

改革開放以來，大規模勞動力轉移一直是我國經濟發展不可或缺的動力。何建新經過估算認為，1991年我國農村勞動力轉移規模接近9000萬人，到2009年，勞動力轉移人數已超過1.7億，18年內勞動力轉移人數凈增8000萬以上[1]。但一直以來，規模龐大的勞動力轉移并不穩定，始于2005年的“民工荒”讓東南沿海地區開始明顯感受到了勞動力轉移波動的沖擊，筆者使用HP濾波處理后，得到1985～2012年中國勞動力轉移波動的經驗事實（見圖1）。勞動力轉移波動的周期性顯著，波動幅度小于產出，2003年經濟觸底，之后開始快速復蘇，由于勞動力轉移沒能及時跟上，于是“民工

圖1中國勞動力轉移周期波動

數據來源：作者根據歷年《中國統計年鑒》數據整理，并經過HP濾波處理所得。

荒”出現，接著2008年金融危機爆發，使原本具有上升趨勢的產出發生逆轉。我國政府迅速進行應對，提出“4萬億”投資計劃，在巨額投資的刺激下，產出又回到原周期性的上升趨勢。勞動力轉移此時也改變了原有的周期波動性，在短期內加速波動，頻繁出現“農民工返鄉”、“用工荒”和“勞工荒”等現象，這與我們觀察到的事實較為吻合。那么，如此大規模的勞動力轉移，其波動如何沖擊我國宏觀經濟？以及沖擊程度如何？段均和高定倫使用VEC模型實證檢驗了勞動力轉移的投資效應，并對異地轉移和就地轉移進行了比較[2]。杜鑫在全國農村住戶抽樣調查數據基礎上進行了實證檢驗，發現勞動力轉移會顯著提高農戶人均生活消費和人均居住支出水平，但對農戶人均生產性固定資產購置支出沒有產生顯著影響[3]。柳清瑞通過對農村勞動力遷移率數理模型的分析，得出農村剩余勞動力向城鎮大規模轉移就會對城鎮就業產生沖擊的結論[4]。以上成果為深入認識勞動力轉移的影響效應提供了幫助，但這些研究多集中于宏觀經濟的某個方面，很少能夠進行較為全面的分析。

近年來，國內學者開始使用動態隨機一般均衡模型（DSGE Model）分析中國宏觀經濟問題，探討相關要素的波動對宏觀經濟的沖擊效應。DSGE模型源自真實經濟周期（RBC）理論，其延續了RBC理論的主流宏觀經濟學分析手段，從供給方面考察經濟的波動性問題，在不確定條件下研究經濟的一般均衡，從微觀層面刻畫家庭、企業和政府等經濟主體的決策行為，通過建立各經濟主體的穩定內在邏輯關系，利用動態優化方法實現嚴格意義上的一般均衡。國內外的研究表明，DSGE模型不僅能較好地對經濟進行模擬，而且可以有效分析經濟波動的沖擊效應。在模擬效果上，斯梅茨（Smets）和武泰（Wouters）使用美國1990～2004年的季度數據發現，較為完整的DSGE模型在模擬宏觀經濟變量沖擊時，效果要明顯好于VAR和BVAR模型[5]。馬爾欽·科拉薩（Marcin Kolasa）等人使用標準的DSGE模型和專業預測者調查（SPF）進行對比，發現在對美國宏觀經濟進行即時預測時，DSGE模型的表現非常成功，特別是在面對變量沖擊時，DSGE模型要優于SPF[6]。王君斌基于中國宏觀季度數據，首先給出了通貨膨脹率和產出對技術沖擊和貨幣政策沖擊的經驗事實，然后在DSGE模型框架內引入價格剛性和壟斷競爭，對模型結構參數校準后進行了數值模擬，發現模型能較好地模擬上述經驗事實[7]。在分析經濟波動的沖擊效應上，李成等人構建了一個開放經濟條件下多部門的DSGE模型，識別和分析了影響中國宏觀經濟的六種可能沖擊（通脹預期偏差沖擊、技術增長率沖擊、政府購買力沖擊、勞動力供給沖擊、國際貿易沖擊以及貨幣政策沖擊），并在此基礎上，重點研究了通貨膨脹預期偏差沖擊對宏觀經濟的影響[8]。但是，將DSGE模型用來研究發展中國家經濟時，應考慮到勞動力轉移是發展中國家的一個重要特征，對勞動力轉移研究的缺失會降低DSGE模型對發展中國家經濟的解釋力。

綜上，本文擬建立一個考慮勞動力轉移沖擊的DSGE模型，在模型中探討勞動力轉移對宏觀經濟各部門影響的內在機理，進而分析勞動力轉移波動以及技術進步、政府支出和勞動力供給等對中國宏觀經濟的沖擊效應。

二、DSGE模型的建立

1.模型結構

本文建立的DSGE模型包括家庭、中間產品廠商、最終產品廠商、金融機構和政府五個部門。

（1）家庭部門。在經濟中由多個無限長壽單元的家庭構成DixitStiglitz連續統，家庭的決策目標是其終身效用的最大化，這需在每期t=0，1，2...作出相應決策，在模型中簡化為消費Ct和勞動Nt，實際貨幣的擁有為Mt/Pt。參考巴克斯特（Baxter）等人以及何宗武（Tsungwu Ho）的設置[9～10]，在家庭的終生效用函數中引入一個線性的關于家庭消費和政府支出的有效消費函數：

MaxE0∑∞t=0βtU（TCt，Nt，Mt/Pt）（1）

其中，E0表示理性預期算子；主觀貼現率為0<β<1；TCt=CtGbt；家庭消費C與政府支出G的關系系數為b。有效消費函數說明政府支出與家庭消費具有不完全替代性質，實際貨幣余額反映了家庭通過貨幣進行交易獲得的效用。效用函數U為一階齊次的強準凹函數，設置為：

Ut=σ（TCt）σ-1σσ-1+γ（Mt/Pt）γ-1γγ-1-θLtη（Nt）η+1η1+η（2）

其中，σ為消費跨期替代彈性；γ為實際貨幣余額彈性替代彈性；η為勞動力供給跨期替代彈性；參考斯梅茨和武泰的做法[11]，加入勞動力供給沖擊Lt；θ為大于零的系數，代表勞動力對效用的貢獻度。勞動力供給變動可以對經濟體中每個家庭形成影響，可以直接在效用函數中體現。家庭最大化其效用的預算約束為：

Ct+（Mt-Mt-1）/Pt+（Dt-Dt-1-Rn，t-1Dt-1）/Pt=（WtNt）/Pt（3）

其中，Pt為價格總水平；Dt為家庭存款額；Rn，t為名義存款利率。家庭在（3）式的約束下，最優化跨期效用函數（1），可得如下三式：

Ct-1σGb（1-1σ）t=θLtN1ηtPtWt（4）

C-1σtGb（1-1σ）t=βEtCt+1-1σGb（1-1σ）t+1（1+Rn，t）PtPt+1（5）

（Mt/Pt）-1γ=Ct-1σGb（1-1σ）t-βEt[Ct+1-1σGb（1-1σ）t+1Pt/Pt+1]（6）

其中，（4）式的含義是家庭為了實現效用最大化采取的最優消費和勞動力供給；（5）式為家庭的跨期消費行為；（6）式表明了家庭的最優貨幣持有量。

（2）中間產品廠商。廠商為家庭擁有，在壟斷競爭市場中生產差異化產品。廠商從家庭雇傭勞動Nt，從金融機構借入資本Kt，用以生產Ym，t數量的產品，勞動力轉移沖擊為Ht。勞動力供給沖擊不同，本文將勞動力轉移引入中間產品廠商生產函數，而非家庭效用函數，這是因為：一方面，DSGE模型是建立在微觀基礎上的，根據家庭的勞動跨期替代實現經濟波動的模擬，如果將勞動力轉移直接引入家庭效用函數，那意味著代表性家庭是進行勞動力轉移的家庭，從而遺漏非勞動力轉移的家庭，使得模型不具有一般性；另一方面，勞動力轉移是一個勞動資源優化配置的過程，在就業數量沒有發生改變的前提下，勞動力轉移會提升全社會的勞動生產率，這樣的邏輯使得勞動力轉移較容易進入廠商生產函數。參考本哈比博（Benhabib）和斯皮格爾（Spiegel）提出的道格拉斯生產函數設定形式[12]，將勞動力轉移作為要素投入列入生產函數：

Ym，t=AtKtα（HtNt）1-α（7）

其中，α為資本產出彈性，且0<α<1；At為技術進步；HtNt被稱作有效勞動，是家庭提供的勞動Nt和勞動力轉移Ht的乘積。該生產函數表達式反映了中間產品廠商的生產不僅受技術進步的正向影響，還受到勞動力轉移的正向沖擊。

資本積累方程采用通用形式表示為：

Kt=（1-δ）Kt-1+It（8）

其中，δ為資本折舊率：It為當前投資額。假設廠商以Rk，t的價格租借資本Kt，在最小生產成本wtNt+Rk，tKt的約束下選擇投入的資本和勞動數量，wt為實際工資水平，即wt=Wt/Pt，求解可得以下一階條件：

Nt=Rk，tKtPtWt1-αα（9）

將（9）式帶入生產函數，可得：

Ym，t=AtKt（HtRk，tPtWt1-αα）1-α（10）

將（9）和（10）式帶入成本函數，得：

TotalCost=wtNt+Rk，tKt=1α1AtRk，t（HtRk，tPtWt1-αα）11-αYm，t（11）

進而得到中間產品的邊際成本函數：

MCt=1α1AtRk，t（HtRk，tPtWt1-αα）11-α（12）

（3）最終產品廠商。加總產出Yt仍為測度為1的DixitStiglitz連續統，在完全競爭市場，最終產品由中間產品加總而得：

Yt=∫10（Ym，t）εp/（εp-1）dm（εp-1）/εp（13）

其中，εp為產品的需求彈性，最優一階條件為：

Ym，t=Pm，tPt-εpYt（14）

該式為中間廠商的產品的需求曲線，由于最終產品市場為完全競爭，最終廠商獲取零利潤，并由此得到最終產品和中間產品價格之間的關系：

Pt=∫10P1-εPm，tdf11-εP（15）

因為在壟斷競爭市場中，中間產品價格Pm，t由中間廠商確定，假設中間廠商為其產出Ym，t選擇的最優價格水平P*t服從卡沃（Calvo）的隨機調整模型[13]，即設置新價格水平P*t的概率為ξp，而依據穩態通貨膨脹率π調整的概率為1-ξp。可以進行價格調整的廠商依據要素需求和產品需求方程，通過最大化當期和未來收益確定最優價格水平：

P*t=εpεp-1Et∑∞i=0βiλt+i（1-ξp）i（Pt+iπ-i）1+εpMCt+iYt+iEt∑∞i=0βiλt+i（1-ξp）i（Pt+iπ-i）εpYt+i（16）

其中，βiλt+i為t+i期的貼現值，（1-ξp）i為在接下來的i期不進行價格調整的概率，且Pt為非線性價格指數，表示為：

Pt=[（1-ξp）π1-εpt-1P1-εpt-1+ξp（P*t）1-εp]11-εp（17）

由（16）和（17）兩式可得完全前瞻的凱恩斯主義菲利普斯曲線，該曲線反映了通貨膨脹率如何隨著邊際成本的移動偏離其穩定狀態：

π^t=βEtπ^t+1+（1-ξp）（1-ξpβ）ξpmc∧（18）

（4）金融機構。假設金融機構為完全競爭行業，吸收家庭存款，然后將存款貸給中間廠商，存款向貸款轉化的方式為：

It=κ（Yt/Y）τDt（19）

其中，參數κ等于穩態下的貸存比，即貸款占存款比重，反映了金融機構將存款轉化為貸款的平均水平。（Yt/Y）τ反映了貸款額還要受到經濟運行情況的影響。金融機構利潤函數為：

Πt=（1+Rk，t）πtIt-（1+Rn，t）Dt（20）

均衡時，金融機構的競爭使其利潤為零，即Πt=0。

（5）經濟總約束。產出由消費、投資和政府購買共同構成，形成經濟的總體約束。

Yt=Ct+It+Gt（21）

（6）外生沖擊。綜上，在本文建立的基本DSGE模型中，對經濟共有四種外生沖擊，分別是勞動力轉移波動、技術進步、政府支出和勞動力供給，四種沖擊的變化趨勢相同：

lnHt=（1-ψh）lnH+ψhlnHt-1+eht（22）

lnAt=（1-ψa）lnA+ψalnAt-1+eat（23）

lnGt=（1-ψg）lnG+ψglnGt-1+egt（24）

lnLt=（1-ψl）lnL+ψllnLt-1+elt（25）

其中，ψh，ψa，ψg，ψl為自回歸系數，且界于-1和1之間，反映了沖擊的持續性；H、A、G和L為變量的穩態值；4個沖擊過程的隨機擾動項eht、eat、egt、elt為獨立同分布變量，服從期望為0、方差為σ2e的正態分布。

2.模型求解

首先對方程進行線性化處理，設經濟指標的穩態水平為X，x^t定義為lnXtX，表示Xt的增長率，Xt=Xex^t≈X（1+x^t）。

由（4）～（6）式，可得：

-1σc^t+b（1-1σ）g^t-l^t=1ηn^t-w^t

-1σc^t+b（1-1σ）g^t=-1σc^t+1+b（1-1σ）g^t+1-Eπ^t+1+Rn1+Rnr^n，t

-γm^t=1π-β（-πc^t+βσc^t+1+βπ^t+1）

由（8）式和（23）式，可得：

0=-（C/Y）c^t+y^t-（K/Y）[k^t-（1-δ）k^t-1]-（G/Y）g^t

由（7）式、（9）式和（12）式，可得：

y^t=a^t+αk^t+（1-α）n^t+（1-α）h^t

n^t=r^k，t+k^t-w^t

mct^=r^k，t-a^t+11-α（h^t+r^k，t-w^t）

由（20）式，可得：

0=τy^t+RkRk+1r^k，t+π^t-Rn1+Rnr^n，t

由（22）～（25）式，可得：

a^t=ψaa^t-1+εat

h^t=ψhh^t-1+εht

l^t=ψll^t-1+εlt

g^t=ψgg^t-1+εgt

再加上（18）式之后，就可以對本模型做數值模擬。

三、參數校準

1.數據來源及處理

根據研究需要，本文處理的是1985～2012年度數據，來源于歷年《中國統計年鑒》和《新中國60年統計資料匯編》。為了剔除通貨膨脹的影響，本文利用各年消費價格指數將相關數據換算為1985年的不變價。用國內生產總值（GDP）的波動作為衡量經濟周期的指標。對于勞動投入量數據，本文利用各年年末的就業人數作為各年的勞動投入量。考慮到我國就業統計的口徑包括就業的城鎮人口和全部農村勞動人口，失業人數只包括城鎮失業人口，這意味著勞動力轉移僅是勞動力工作地點的變化，而不是就業人數的變化。由于勞動力轉移數據不會與就業數據產生沖突，故本文使用第一產業就業人數的變化衡量勞動力轉移規模，因為第一產業從業人員在全社會就業結構中的比重越小，說明農村勞動力的轉移數量就越多，這也是真正意思上永久性的由農業向非農產業的轉移。對于資本存量數據，本文使用由戈德斯密斯（Goldsmith）提出的并被廣泛采用的永續盤存法[14]，基期資本存量的計算參考趙志耘和楊朝峰的方法[15]，即K0=I0/（ω+δ），其中，ω是樣本期真實投資的年平均增長率。永續盤存法的價格指數為固定資產投資價格指數，這被認為是較為合適的指標，但統計年鑒自1991年起才開始公布，本文使用消費價格指數對以前年度數據進行替代。

2.參數校準

模型的參數需要通過實際數據和現有研究校準獲得。首先，與家庭相關的參數主要有消費跨期替代彈性σ、實際貨幣余額彈性替代彈性γ、勞動力供給跨期替代彈性η、主觀貼現率β。現有研究對消費跨期替代彈性的估計大多是大于1的值，馬軼群和李曉春使用與本文較為相近的數據估計的彈性為1.102[16]，因此，本文的σ仍取值為1.102。參照黃志剛的研究將實際貨幣余額彈性替代彈性γ校準為1/3[17]。參考仝冰的研究，將η校準為1[18]。1985～2012年居民消費價格指數平均上升了6.0%，故設定貼現因子β為0.943，根據1=β（1+Rn），將Rn校準為0.060。對于資本折舊率δ，通常假設每年折舊0.1。參考李松華的研究將金融機構對經濟狀態敏感性參數τ設定為1.12[19]。考慮到自2006年以來存貸比穩定在66.6%左右，本文校準貸存比κ為66.6%，由（21）式可得資本實際收益率Rk=1+Rnκ-1，Rk校準為0.591。其次，與廠商相關的參數主要有產品的需求彈性εp、資本產出彈性α、技術進步和勞動力轉移的自相關系數及標準差。與羅滕伯格（Rotemberg）和伍德福（Woodford）的研究一致，產品的需求彈性εp取值為6[20]。目前，有較多文獻對資本產出彈性進行了估計，很多研究直接參照已有估計進行校準，因為本文加入了勞動力轉移要素，不能直接使用已有估計，筆者重新進行了估算，得到資本彈性α為0.621，勞動彈性為0.379。價格粘性參數ξp一般在0.5～0.85之間，本文設置為0.85。技術進步的自相關系數ψa及標準差分別為0.741和4.5%，勞動力轉移的自相關系數ψh及標準差分別為0.983和2.4%。最后，穩態時社會總產出中居民消費占比C/Y是根據樣本以支出法核算出的均值，為0.429，同時得出投資占比I/Y和資本占比K/Y，分別為0.401和4.01，進而可以得到G/Y為0.17。參考魏巍賢等人的研究，將家庭消費與政府購買支出的關系系數b設為0.651，政府購買支出自相關系數ψg及標準差分別為0.4767和4.82%[21]。勞動力供給自相關系數ψl及標準差分別為0.898和1.52%。具體校準參見表1。

四、數值模擬結果分析

使用以上校準的參數，通過MATLAB軟件的迭代計算可得技術進步沖擊、勞動力轉移沖擊、政府支出沖擊和勞動力供給沖擊的動態效應。

1.模擬經濟與實際經濟特征比較

表2給出了模擬經濟與實際經濟相關變量的標準差及相關系數，與實際經濟特征比較可以反映出沖擊對實際變量的影響。從表2中可看出，模擬經濟解釋了79.1%的實際產出波動，進一步說明本文選取的四個沖擊源能夠解釋中國實際經濟波動的主要部分。同時，模擬經濟的資本標準差低于實際經濟，這與現有研究一致，即模擬經濟資本周期波動的解釋力較低，這可能與傳導機制有關，有證據表明，資本積累的跨期替代傳導機制是較為微弱的[22]。消費、就業和勞動力轉移標準差高于實際經濟，這是在許多文獻中出現的結果，一般認為模型夸大了消費等變量的周期波動性，對此，魏巍賢等人認為在模擬沖擊后的經濟變量時，為了滿足穩態均值為零的假定，就會造成模擬經濟與實際經濟變量特征的差異，但通過比較兩者特征的差異，在一定程度上可以反映出沖擊對經濟變量的影響[23]。因此，相比實際經濟，模擬經濟的外生沖擊放大了消費、就業和勞動力轉移波動，抹平了資本波動。本文使用各變量與產出的相關系數反映模擬的周期波動效果，可以發現模擬經濟相關系數與實際經濟相比，在周期波動的方向上完全相符，即實際經濟中的消費、資本和勞動力轉移波動均為較強的順周期性，就業顯示為較弱的逆周期性，模擬經濟也呈現出同樣的周期性，說明模型的模擬效果較好。

2.脈沖響應函數模擬結果分析

（1）勞動力轉移對宏觀經濟變量的動態沖擊。圖2顯示，勞動力轉移沖擊是持續下降的過程，并在考察期內為正，從影響程度看，勞動力轉移要弱于技術進步，但是勞動力轉移對各變量的影響具有長期性，這體現了在發展中國家勞動力轉移的重要性。

圖2勞動力轉移對各變量的動態沖擊

首先，看產出對勞動力轉移沖擊的動態響應過程。面對勞動力轉移的正向沖擊，產出在期初就實現最大值，然后呈現較為平穩的下降過程，持續到考察期結束。

其次，消費對勞動力轉移沖擊的響應是先升后降，總體為正。這是因為勞動力轉移增加產出，更加豐富的產品提高了家庭消費效用，使得消費水平上升。勞動力轉移沖擊對投資的影響是正向的，是持續下降的過程，在前期下降明顯，中后期無響應。對此的解釋是，在規模收益不變的生產函數下，產出的增加要求勞動和資本要素的投入同時增加。資本存量對勞動力轉移沖擊的響應先升后降，但總體為正，這反映了投資的增加帶動資本存量的上升。