馬軼群+曲澤靜

H摘要：通過構(gòu)建勞動力轉(zhuǎn)移波動沖擊宏觀經(jīng)濟的動態(tài)隨機一般均衡模型，探討勞動力轉(zhuǎn)移對中國宏觀經(jīng)濟影響的內(nèi)在機理及影響程度。實證結(jié)果表明：建立的動態(tài)隨機一般均衡模型能夠較好地解釋實際經(jīng)濟特征，勞動力轉(zhuǎn)移對宏觀經(jīng)濟變量的影響較其他沖擊具有長期性，對產(chǎn)出、消費、投資和資本存量具有長期正向效應(yīng)，對就業(yè)、物價、工資收入和生產(chǎn)成本具有長期負向效應(yīng)。技術(shù)進步、政府支出和勞動力供給對宏觀經(jīng)濟的沖擊與已有研究較為一致，但與勞動力轉(zhuǎn)移相比，三種沖擊對宏觀經(jīng)濟的影響僅為中短期效應(yīng)。在對各宏觀經(jīng)濟變量變化的貢獻中，勞動力轉(zhuǎn)移僅對產(chǎn)出發(fā)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(shù)進步的影響，而在對消費和就業(yè)的影響上，勞動力轉(zhuǎn)移要顯著弱于技術(shù)進步。

關(guān)鍵詞：動態(tài)隨機一般均衡模型；勞動力轉(zhuǎn)移；宏觀經(jīng)濟

中圖分類號：C92-05文獻標(biāo)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(guī)模勞動力轉(zhuǎn)移一直是我國經(jīng)濟發(fā)展不可或缺的動力。何建新經(jīng)過估算認為，1991年我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模接近9000萬人，到2009年，勞動力轉(zhuǎn)移人數(shù)已超過1.7億，18年內(nèi)勞動力轉(zhuǎn)移人數(shù)凈增8000萬以上[1]。但一直以來，規(guī)模龐大的勞動力轉(zhuǎn)移并不穩(wěn)定，始于2005年的“民工荒”讓東南沿海地區(qū)開始明顯感受到了勞動力轉(zhuǎn)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(zhuǎn)移波動的經(jīng)驗事實（見圖1）。勞動力轉(zhuǎn)移波動的周期性顯著，波動幅度小于產(chǎn)出，2003年經(jīng)濟觸底，之后開始快速復(fù)蘇，由于勞動力轉(zhuǎn)移沒能及時跟上，于是“民工

圖1中國勞動力轉(zhuǎn)移周期波動

數(shù)據(jù)來源：作者根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)整理，并經(jīng)過HP濾波處理所得。

荒”出現(xiàn)，接著2008年金融危機爆發(fā)，使原本具有上升趨勢的產(chǎn)出發(fā)生逆轉(zhuǎn)。我國政府迅速進行應(yīng)對，提出“4萬億”投資計劃，在巨額投資的刺激下，產(chǎn)出又回到原周期性的上升趨勢。勞動力轉(zhuǎn)移此時也改變了原有的周期波動性，在短期內(nèi)加速波動，頻繁出現(xiàn)“農(nóng)民工返鄉(xiāng)”、“用工荒”和“勞工荒”等現(xiàn)象，這與我們觀察到的事實較為吻合。那么，如此大規(guī)模的勞動力轉(zhuǎn)移，其波動如何沖擊我國宏觀經(jīng)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(zhuǎn)移的投資效應(yīng)，并對異地轉(zhuǎn)移和就地轉(zhuǎn)移進行了比較[2]。杜鑫在全國農(nóng)村住戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上進行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)勞動力轉(zhuǎn)移會顯著提高農(nóng)戶人均生活消費和人均居住支出水平，但對農(nóng)戶人均生產(chǎn)性固定資產(chǎn)購置支出沒有產(chǎn)生顯著影響[3]。柳清瑞通過對農(nóng)村勞動力遷移率數(shù)理模型的分析，得出農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)大規(guī)模轉(zhuǎn)移就會對城鎮(zhèn)就業(yè)產(chǎn)生沖擊的結(jié)論[4]。以上成果為深入認識勞動力轉(zhuǎn)移的影響效應(yīng)提供了幫助，但這些研究多集中于宏觀經(jīng)濟的某個方面，很少能夠進行較為全面的分析。

近年來，國內(nèi)學(xué)者開始使用動態(tài)隨機一般均衡模型（DSGE Model）分析中國宏觀經(jīng)濟問題，探討相關(guān)要素的波動對宏觀經(jīng)濟的沖擊效應(yīng)。DSGE模型源自真實經(jīng)濟周期（RBC）理論，其延續(xù)了RBC理論的主流宏觀經(jīng)濟學(xué)分析手段，從供給方面考察經(jīng)濟的波動性問題，在不確定條件下研究經(jīng)濟的一般均衡，從微觀層面刻畫家庭、企業(yè)和政府等經(jīng)濟主體的決策行為，通過建立各經(jīng)濟主體的穩(wěn)定內(nèi)在邏輯關(guān)系，利用動態(tài)優(yōu)化方法實現(xiàn)嚴(yán)格意義上的一般均衡。國內(nèi)外的研究表明，DSGE模型不僅能較好地對經(jīng)濟進行模擬，而且可以有效分析經(jīng)濟波動的沖擊效應(yīng)。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(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，較為完整的DSGE模型在模擬宏觀經(jīng)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(biāo)準(zhǔn)的DSGE模型和專業(yè)預(yù)測者調(diào)查（SPF）進行對比，發(fā)現(xiàn)在對美國宏觀經(jīng)濟進行即時預(yù)測時，DSGE模型的表現(xiàn)非常成功，特別是在面對變量沖擊時，DSGE模型要優(yōu)于SPF[6]。王君斌基于中國宏觀季度數(shù)據(jù)，首先給出了通貨膨脹率和產(chǎn)出對技術(shù)沖擊和貨幣政策沖擊的經(jīng)驗事實，然后在DSGE模型框架內(nèi)引入價格剛性和壟斷競爭，對模型結(jié)構(gòu)參數(shù)校準(zhǔn)后進行了數(shù)值模擬，發(fā)現(xiàn)模型能較好地模擬上述經(jīng)驗事實[7]。在分析經(jīng)濟波動的沖擊效應(yīng)上，李成等人構(gòu)建了一個開放經(jīng)濟條件下多部門的DSGE模型，識別和分析了影響中國宏觀經(jīng)濟的六種可能沖擊（通脹預(yù)期偏差沖擊、技術(shù)增長率沖擊、政府購買力沖擊、勞動力供給沖擊、國際貿(mào)易沖擊以及貨幣政策沖擊），并在此基礎(chǔ)上，重點研究了通貨膨脹預(yù)期偏差沖擊對宏觀經(jīng)濟的影響[8]。但是，將DSGE模型用來研究發(fā)展中國家經(jīng)濟時，應(yīng)考慮到勞動力轉(zhuǎn)移是發(fā)展中國家的一個重要特征，對勞動力轉(zhuǎn)移研究的缺失會降低DSGE模型對發(fā)展中國家經(jīng)濟的解釋力。

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

二、DSGE模型的建立

1.模型結(jié)構(gòu)

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

（1）家庭部門。在經(jīng)濟中由多個無限長壽單元的家庭構(gòu)成DixitStiglitz連續(xù)統(tǒng)，家庭的決策目標(biāo)是其終身效用的最大化，這需在每期t=0，1，2...作出相應(yīng)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(shè)置[9～10]，在家庭的終生效用函數(shù)中引入一個線性的關(guān)于家庭消費和政府支出的有效消費函數(shù)：

MaxE0∑∞t=0βtU（TCt，Nt，Mt/Pt）（1）

其中，E0表示理性預(yù)期算子；主觀貼現(xiàn)率為0<β<1；TCt=CtGbt；家庭消費C與政府支出G的關(guān)系系數(shù)為b。有效消費函數(shù)說明政府支出與家庭消費具有不完全替代性質(zhì)，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(shù)U為一階齊次的強準(zhǔn)凹函數(shù)，設(shè)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(shù)，代表勞動力對效用的貢獻度。勞動力供給變動可以對經(jīng)濟體中每個家庭形成影響，可以直接在效用函數(shù)中體現(xiàn)。家庭最大化其效用的預(yù)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(yōu)化跨期效用函數(shù)（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(xiàn)效用最大化采取的最優(yōu)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(yōu)貨幣持有量。

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

Ym，t=AtKtα（HtNt）1-α（7）

其中，α為資本產(chǎn)出彈性，且0<α<1；At為技術(shù)進步；HtNt被稱作有效勞動，是家庭提供的勞動Nt和勞動力轉(zhuǎn)移Ht的乘積。該生產(chǎn)函數(shù)表達式反映了中間產(chǎn)品廠商的生產(chǎn)不僅受技術(shù)進步的正向影響，還受到勞動力轉(zhuǎn)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(dāng)前投資額。假設(shè)廠商以Rk，t的價格租借資本Kt，在最小生產(chǎn)成本wtNt+Rk，tKt的約束下選擇投入的資本和勞動數(shù)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(chǎn)函數(shù)，可得：

Ym，t=AtKt（HtRk，tPtWt1-αα）1-α（10）

將（9）和（10）式帶入成本函數(shù)，得：

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

進而得到中間產(chǎn)品的邊際成本函數(shù)：

MCt=1α1AtRk，t（HtRk，tPtWt1-αα）11-α（12）

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

Yt=∫10（Ym，t）εp/（εp-1）dm（εp-1）/εp（13）

其中，εp為產(chǎn)品的需求彈性，最優(yōu)一階條件為：

Ym，t=Pm，tPt-εpYt（14）

該式為中間廠商的產(chǎn)品的需求曲線，由于最終產(chǎn)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(chǎn)品和中間產(chǎn)品價格之間的關(guān)系：

Pt=∫10P1-εPm，tdf11-εP（15）

因為在壟斷競爭市場中，中間產(chǎn)品價格Pm，t由中間廠商確定，假設(shè)中間廠商為其產(chǎn)出Ym，t選擇的最優(yōu)價格水平P*t服從卡沃（Calvo）的隨機調(diào)整模型[13]，即設(shè)置新價格水平P*t的概率為ξp，而依據(jù)穩(wěn)態(tài)通貨膨脹率π調(diào)整的概率為1-ξp?？梢赃M行價格調(diào)整的廠商依據(jù)要素需求和產(chǎn)品需求方程，通過最大化當(dāng)期和未來收益確定最優(yōu)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(xiàn)值，（1-ξp）i為在接下來的i期不進行價格調(diào)整的概率，且Pt為非線性價格指數(shù)，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(wěn)定狀態(tài)：

π^t=βEtπ^t+1+（1-ξp）（1-ξpβ）ξpmc∧（18）

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

It=κ（Yt/Y）τDt（19）

其中，參數(shù)κ等于穩(wěn)態(tài)下的貸存比，即貸款占存款比重，反映了金融機構(gòu)將存款轉(zhuǎn)化為貸款的平均水平。（Yt/Y）τ反映了貸款額還要受到經(jīng)濟運行情況的影響。金融機構(gòu)利潤函數(shù)為：

Πt=（1+Rk，t）πtIt-（1+Rn，t）Dt（20）

均衡時，金融機構(gòu)的競爭使其利潤為零，即Πt=0。

（5）經(jīng)濟總約束。產(chǎn)出由消費、投資和政府購買共同構(gòu)成，形成經(jīng)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(jīng)濟共有四種外生沖擊，分別是勞動力轉(zhuǎn)移波動、技術(shù)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(shù)，且界于-1和1之間，反映了沖擊的持續(xù)性；H、A、G和L為變量的穩(wěn)態(tài)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(tài)分布。

2.模型求解

首先對方程進行線性化處理，設(shè)經(jīng)濟指標(biāo)的穩(wěn)態(tài)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(shù)值模擬。

三、參數(shù)校準(zhǔn)

1.數(shù)據(jù)來源及處理

根據(jù)研究需要，本文處理的是1985～2012年度數(shù)據(jù)，來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國60年統(tǒng)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(shù)將相關(guān)數(shù)據(jù)換算為1985年的不變價。用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的波動作為衡量經(jīng)濟周期的指標(biāo)。對于勞動投入量數(shù)據(jù)，本文利用各年年末的就業(yè)人數(shù)作為各年的勞動投入量?？紤]到我國就業(yè)統(tǒng)計的口徑包括就業(yè)的城鎮(zhèn)人口和全部農(nóng)村勞動人口，失業(yè)人數(shù)只包括城鎮(zhèn)失業(yè)人口，這意味著勞動力轉(zhuǎn)移僅是勞動力工作地點的變化，而不是就業(yè)人數(shù)的變化。由于勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)據(jù)不會與就業(yè)數(shù)據(jù)產(chǎn)生沖突，故本文使用第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的變化衡量勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模，因為第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員在全社會就業(yè)結(jié)構(gòu)中的比重越小，說明農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移數(shù)量就越多，這也是真正意思上永久性的由農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移。對于資本存量數(shù)據(jù)，本文使用由戈德斯密斯（Goldsmith）提出的并被廣泛采用的永續(xù)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(xù)盤存法的價格指數(shù)為固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，這被認為是較為合適的指標(biāo)，但統(tǒng)計年鑒自1991年起才開始公布，本文使用消費價格指數(shù)對以前年度數(shù)據(jù)進行替代。

2.參數(shù)校準(zhǔn)

模型的參數(shù)需要通過實際數(shù)據(jù)和現(xiàn)有研究校準(zhǔn)獲得。首先，與家庭相關(guān)的參數(shù)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(xiàn)率β。現(xiàn)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(shù)據(jù)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(zhǔn)為1/3[17]。參考仝冰的研究，將η校準(zhǔn)為1[18]。1985～2012年居民消費價格指數(shù)平均上升了6.0%，故設(shè)定貼現(xiàn)因子β為0.943，根據(jù)1=β（1+Rn），將Rn校準(zhǔn)為0.060。對于資本折舊率δ，通常假設(shè)每年折舊0.1。參考李松華的研究將金融機構(gòu)對經(jīng)濟狀態(tài)敏感性參數(shù)τ設(shè)定為1.12[19]?？紤]到自2006年以來存貸比穩(wěn)定在66.6%左右，本文校準(zhǔn)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(zhǔn)為0.591。其次，與廠商相關(guān)的參數(shù)主要有產(chǎn)品的需求彈性εp、資本產(chǎn)出彈性α、技術(shù)進步和勞動力轉(zhuǎn)移的自相關(guān)系數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)差。與羅滕伯格（Rotemberg）和伍德福（Woodford）的研究一致，產(chǎn)品的需求彈性εp取值為6[20]。目前，有較多文獻對資本產(chǎn)出彈性進行了估計，很多研究直接參照已有估計進行校準(zhǔn)，因為本文加入了勞動力轉(zhuǎn)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(shù)ξp一般在0.5～0.85之間，本文設(shè)置為0.85。技術(shù)進步的自相關(guān)系數(shù)ψa及標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.741和4.5%，勞動力轉(zhuǎn)移的自相關(guān)系數(shù)ψh及標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.983和2.4%。最后，穩(wěn)態(tài)時社會總產(chǎn)出中居民消費占比C/Y是根據(jù)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(guān)系系數(shù)b設(shè)為0.651，政府購買支出自相關(guān)系數(shù)ψg及標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.4767和4.82%[21]。勞動力供給自相關(guān)系數(shù)ψl及標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.898和1.52%。具體校準(zhǔn)參見表1。

四、數(shù)值模擬結(jié)果分析

使用以上校準(zhǔn)的參數(shù)，通過MATLAB軟件的迭代計算可得技術(shù)進步?jīng)_擊、勞動力轉(zhuǎn)移沖擊、政府支出沖擊和勞動力供給沖擊的動態(tài)效應(yīng)。

1.模擬經(jīng)濟與實際經(jīng)濟特征比較

表2給出了模擬經(jīng)濟與實際經(jīng)濟相關(guān)變量的標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)，與實際經(jīng)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(jīng)濟解釋了79.1%的實際產(chǎn)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(jīng)濟波動的主要部分。同時，模擬經(jīng)濟的資本標(biāo)準(zhǔn)差低于實際經(jīng)濟，這與現(xiàn)有研究一致，即模擬經(jīng)濟資本周期波動的解釋力較低，這可能與傳導(dǎo)機制有關(guān)，有證據(jù)表明，資本積累的跨期替代傳導(dǎo)機制是較為微弱的[22]。消費、就業(yè)和勞動力轉(zhuǎn)移標(biāo)準(zhǔn)差高于實際經(jīng)濟，這是在許多文獻中出現(xiàn)的結(jié)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(jīng)濟變量時，為了滿足穩(wěn)態(tài)均值為零的假定，就會造成模擬經(jīng)濟與實際經(jīng)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(jīng)濟變量的影響[23]。因此，相比實際經(jīng)濟，模擬經(jīng)濟的外生沖擊放大了消費、就業(yè)和勞動力轉(zhuǎn)移波動，抹平了資本波動。本文使用各變量與產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)反映模擬的周期波動效果，可以發(fā)現(xiàn)模擬經(jīng)濟相關(guān)系數(shù)與實際經(jīng)濟相比，在周期波動的方向上完全相符，即實際經(jīng)濟中的消費、資本和勞動力轉(zhuǎn)移波動均為較強的順周期性，就業(yè)顯示為較弱的逆周期性，模擬經(jīng)濟也呈現(xiàn)出同樣的周期性，說明模型的模擬效果較好。

2.脈沖響應(yīng)函數(shù)模擬結(jié)果分析

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

圖2勞動力轉(zhuǎn)移對各變量的動態(tài)沖擊

首先，看產(chǎn)出對勞動力轉(zhuǎn)移沖擊的動態(tài)響應(yīng)過程。面對勞動力轉(zhuǎn)移的正向沖擊，產(chǎn)出在期初就實現(xiàn)最大值，然后呈現(xiàn)較為平穩(wěn)的下降過程，持續(xù)到考察期結(jié)束。

其次，消費對勞動力轉(zhuǎn)移沖擊的響應(yīng)是先升后降，總體為正。這是因為勞動力轉(zhuǎn)移增加產(chǎn)出，更加豐富的產(chǎn)品提高了家庭消費效用，使得消費水平上升。勞動力轉(zhuǎn)移沖擊對投資的影響是正向的，是持續(xù)下降的過程，在前期下降明顯，中后期無響應(yīng)。對此的解釋是，在規(guī)模收益不變的生產(chǎn)函數(shù)下，產(chǎn)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(zhuǎn)移沖擊的響應(yīng)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。