收入不确定性、资产配置与货币政策选择_许志伟.pdf

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1、收入不确定性、 资产配置与货币政策选择*许志伟刘建丰内容提要: 经济不确定性怎样影响中国宏观经济?货币政策如何应对?本文将异质性收入和流动性约束引入标准的新凯恩斯框架， 定量研究了收入不确定性的宏观效应及多种货币政策规则的稳定作用。理论分析表明， 收入不确定性上升时， 家庭会预防性地增持流动性资产， 并对生产性风险资本的供给产生挤出效应， 最终导致总需求变弱、 经济下滑。基于贝叶斯结构估计， 本文发现: 收入不确定性冲击是产出和投资波动的重要驱动力， 因而是理解经济形势不确定下中国经济周期的重要维度。动态分析表明， 与数量型规则相比， 以利率为工具的价格型规则由于直接影响资本市场价格而具有更好

2、的稳定效果。本文为经济不确定性下的货币政策研究提供了一个新视角。关键词: 收入不确定性资产配置货币政策异质性个体新凯恩斯模型*许志伟， 上海交通大学安泰经济与管理学院， 邮政编码: 200030， 电子信箱: xuzhiwei09 gmail com; 刘建丰( 通讯作者) ， 上海对外经贸大学金融管理学院， 邮政编码: 201620， 电子信箱: liujianfeng suibe edu cn。本文系第十七届中国青年经济学者论坛入选论文， 由上海市哲学社会科学项目( 2014EJL001) 、 上海国际金融与经济研究院( SIIFE) 资助。作者感谢张春、 马骏、 汪川、 朱晓东、 朱传奇

3、、 上海交通大学中国人民银行 2016 年宏观预测会议、 上海交通大学 SAIF 午间研讨会、 第三届 “大宏观全国论坛” 以及波动与增长 2017 年研讨会参与者的有益评论， 感谢匿名审稿专家的建设性意见， 文责自负。一、引言毫无疑问， 中国经济增长已经进入新的阶段， 经济走势充满不确定性， GDP 增速出现近 20 年以来的首次结构性放缓。这种不断加大的经济不确定性如何影响微观个体的决策乃至整个宏观经济的运行?面临高度不确定的经济形势， 如何有效提升实体消费和投资增速， 是政策制定者面临的最大挑战之一( 习近平， 2014; 金碚， 2015; 李扬和张晓晶， 2015) 。货币政策研究，

4、 尤其是理论和定量分析， 需要立足现实， 忽视当前重要的宏观背景会导致政策分析出现偏误。鉴于此， 本文将家庭面临的不确定性引入宏观分析框架， 定量评估货币政策效果。微观调查数据表明， 20 世纪 80 年代以来， 中国家庭的收入不确定性出现了持久而大幅的增加。例如， 基于中国健康与营养调查( CHNS) 数据库， 家庭层面的劳动收入不确定性从 1989 年的0. 74 上升到 2009 年的 1. 07， 而总收入的不确定性也从 1989 年的 0. 59 上升到 2009 年的 1. 22( Chamon et al， 2013; Yu Zhu， 2013) 。经济不确定性， 尤其是收入的不

5、确定性变化( 二阶矩的波动) 会直接影响微观个体的消费和储蓄行为。经典的储蓄理论表明， 在效用函数满足标准的正则条件下， 家庭在面临收入不确定性增加时， 会倾向于减少消费、 增加预防性储蓄。传统研究收入不确定性( 或风险) 的宏观文献往往假设收入服从一个外生过程， 本质上为一个局部均衡模型， 因而无法研究收入不确定性的宏观( 一般均衡) 效应。此外， 在研究不确定性对消费和储蓄行为的影响时， 文献通常假设家庭仅持有一类资产， 如生产性物质资本， 因而忽略了多种资本市场的联动效应。这类传统模型意味着较高的不确定性将通过一般均衡渠道提高生产中的实际资本以及总产出， 但这与实证结果不一致。事实上，

6、收入不确定性的升高不仅会影响家庭的储蓄( 以及消费) 水平， 更会影响家庭对不同流动性资产的配置决策。当面临流动性约束时， 家庭会倾向于持有更多的流动性资产( 如货币资产) ， 这种对流动性的需求使得预防性储蓄动机尤为突出( Wen， 2015) 。更为重03许志伟、 刘建丰: 收入不确定性、 资产配置与货币政策选择要的是， 增加的流动性资产需求会对风险资产( 如生产性物质资本) 市场的供给产生挤出效应， 导致整个经济的资源利用效率降低; 在一般均衡机制下， 进一步导致总投资下降、 总需求减弱， 最终对整个经济造成不利影响。基于上述思想， 本文将收入异质性模型( Wen， 2015) 引入标准

7、的新凯恩斯动态随机一般均衡( DSGE) 框架中， 定量研究收入不确定性的宏观效应。模型中家庭的可支配收入( 具体定义见下文) 每期受到一个个体异质( idiosyncratic) 的收入冲击影响， 该冲击在不同家庭和不同时期间服从独立同分布。与 Wen( 2015) 不同， 我们进一步假设收入冲击的方差具有时变特征， 从而表现为收入不确定性冲击。为刻画家庭的资产配置行为， 模型考虑了货币、 无风险债券以及生产性风险资本三类资产。为刻画家庭对流动性资产的需求， 参照 Wen( 2015) 引入流动性约束， 即家庭在每一期的货币持有必须是非负的。由于收入具有不确定性， 尽管持有货币并不产生利息收

8、入， 但每个收入较高的家庭仍会有动机持有一定量的货币( 流动性) 。因此， 本文在刻画货币需求时， 与标准的货币模型， 如货币先行约束( CIA) 或货币效用( MIU) 理论， 有本质区别。理论分析表明， 当收入不确定性增加时， 给定其他条件不变， 家庭面临流动性短缺的风险会增大， 因而倾向于持有更多的货币以平滑消费路径。这种预防性储蓄会降低消费支出( 传统文献中的机制) 。与此同时， 高的流动性需求反映了更高的流动性溢价( liquidity premium) 。货币与债券市场的无套利条件表明， 名义利率( 持有货币的机会成本) 也相应地升高。家庭对流动性资产的更高需求会挤出生产性资本的供

9、给， 因而降低了总投资。收入不确定性上升引致的总需求下降( 消费 + 投资) 会造成通货紧缩， 这又进一步降低了企业对物质资本的需求， 因而在生产性资本市场上， 需求与供给同时下降， 最终造成投资水平的大幅减少。由此可见， 微观家庭的资产配置为收入不确定性冲击提供了关键的传导机制。以上仅是从理论角度给出定性的传导机制分析， 为了进一步定量评估收入不确定性的宏观效应， 本文利用中国季度产出、 投资、 通胀与货币流速序列对模型进行贝叶斯结构估计。由于中国并没有微观层面的收入分布季度数据， 我们仅能将收入不确定性冲击作为潜变量处理; 通过贝叶斯方法， 利用货币流速序列对收入不确定性冲击非常敏感的特性

10、， 可以很好地识别该冲击。进一步利用卡尔曼平滑技术提取收入不确定性冲击序列， 可以发现该序列很好地反映了现实中的重大经济事件。例如， 在 2008 年全球金融危机期间， 中国家庭的收入不确定性在很短时间内出现了大幅上升，而在 2009 年中央政府实施 “四万亿” 财政刺激计划后( 至 2011 年底) ， 该不确定性又呈现大幅回落， 这表明逆周期的大型财政刺激计划能够显著降低经济不确定性。基于估计的模型， 本文进一步评估了收入不确定性冲击对经济波动的贡献度。方差分解结果显示， 该冲击解释了约 45% 的产出和投资波动。以上分析表明， 收入不确定性冲击是中国经济波动的重要来源之一， 它对于理解流

11、动性约束下的中国经济具有重要的意义。本文试图回答的另一个重要问题是， 货币政策是否能稳定由收入不确定性造成的经济波动?为此， 我们着重比较了以货币增速为工具的数量型规则和以利率为工具的价格型( 泰勒) 规则。脉冲反应结果显示， 价格型的货币政策能够更好地稳定经济。这是因为泰勒规则直接控制名义利率来锚定通胀和产出缺口， 因而较之数量型规则更为精准和有效。脉冲反应结果显示， 泰勒规则在收入不确定性上升时， 通过大幅提高货币增速有效地控制了无风险债券名义利率的上升幅度和风险资本名义收益率的下降幅度。市场充足的流动性使得预防性货币需求不再挤出生产性资本的供给以及消费水平。收入不确定性对总需求的不利影响

12、得到了有效缓解。由此可见 ， “新常态” 下， 经132019 年第 5 期如果不存在流动性约束， 由于持有货币并不产生利息收入， 家庭就不会有持币动机， 从而不确定性冲击不影响货币需求以及货币政策的有效性。济走势不确定性加大的关键时期， 以利率规则为主导的货币政策具有更好的稳定性， 因而利率市场化等一系列金融市场改革至关重要。本文随后部分安排如下: 第二部分是文献回顾及本文的贡献; 第三部分详细描述理论模型; 第四部分给出贝叶斯结构估计， 并定量评估收入不确定性的宏观效应; 第五部分从资本市场角度重点分析不确定性冲击的传导机制; 第六部分定量考察不同货币政策规则的稳定性; 最后总结全文并给出

13、相应的政策分析。二、文献回顾在正式讨论模型前， 有必要对相关文献作简要回顾。篇幅原因， 仅讨论与本文最接近的收入不确定性文献、 考虑不确定性冲击的异质性个体文献以及流动性约束文献。收入不确定性会直接对家庭的消费和储蓄决策产生影响。经典储蓄理论表明， 在效用函数满足标准的正则条件下， 家庭在面临收入不确定性增加时， 会倾向于减少消费、 增加( 预防性) 储蓄。Caballero( 1991) 发现， 收入不确定性导致的预防性储蓄( precautionary saving) 可能是总财富积累一个重要的来源。Carroll Samwick( 1997) 采用 PSID 数据发现， 收入不确定性越高

14、的消费者， 其财富也更高。Meng( 2003) 基于家庭调查数据， 研究了中国城市家庭的失业、 消费平滑和预防性储蓄行为。万广华等( 2001) 运用中国 19611998 年间的数据发现， 流动性约束型消费者所占比重的上升及不确定性的增大， 造成了中国的低消费增长和内需不足。罗楚亮( 2004) 利用中国社会科学院经济研究所收入分配课题的城镇住户调查数据分析发现， 收入不确定性等因素对城镇居民消费水平具有显著的负效应， 完善社保制度对化解居民收支风险具有重要作用。樊潇彦等( 2007) 利用CHNS 数据分析了收入风险对居民耐用品消费的影响， 发现 20 世纪 90 年代中后期国企改革与员

15、工下岗使居民 “收入风险” 显著上升， 进而明显抑制了城乡家庭的耐用品消费。目前， 微观层面的不确定性， 尤其是个体异质性方面的文献， 日益受到国际主流宏观学界的重视。实证方面， Bloom et al. ( 2018) 系统地研究了美国企业层面不确定性， 他们发现该序列具有强的逆周期性， 它的上升会造成较大的经济萧条。Castro et al. ( 2015) 发现全要素生产率( TFP) 的个体异质性波动能够解释约80%的美国制造业企业面临的不确定性。Bachmann Bayer( 2013) 利用向量自回归( VA) 方法考察了企业不确定性冲击的宏观效应， 他们发现不确定性上升会显著导致

16、核心经济指标的下滑。定量模型方面， 现有文献发展了一系列具有实际摩擦( real friction) 的异质性动态一般均衡模型。例如， Bloom et al. ( 2018) 构建了具有投资不可逆和非凸性调节成本的异质性企业模型， 投资层面的摩擦使得企业在不确定性加大的情况下， 持观望态度， 并减少投资。Arellano et al. ( 2018) 、 Christiano et al. ( 2014) 构建了具有金融摩擦的异质性企业模型， 不确定性的上升导致企业外部融资成本加大， 进而减弱了总的投资需求。以上研究均从生产角度讨论不确定性， 鲜有文献从货币( 或流动性) 需求角度讨论不确定

17、性冲击的传导机制。毫无疑问， 货币需求对理解货币政策至关重要。为此， 基于理论和政策评估的重要性， 我们在新凯恩斯框架下引入家庭收入不确定性。最后， 本文与流动性约束宏观文献密切相关。研究流动性约束宏观效应的文献通常可以分为企业层面和家庭层面。对于前者， 代表性的文章为 Miao Wang( 2018) 及其后续一系列研究。这类文献将 Kiyotaki- Moore 类型的金融约束引入异质性企业框架， 讨论流动性约束对资产泡沫和宏观波动的影响。本文研究属于家庭流动性宏观文献。该类文献的代表研究包括 Bewley( 1980，1983) 、 Deaton( 1991) 、 Wen( 2010，

18、2015) 以及一系列相关研究。这类文献通过流动性约束来反映金融市场的不完备性， 重点刻画内生的预防性持币需求。因此， 流动性约束文献与传统的新凯恩斯模型采用货币效用( MIU) 或现金先行约束( CIA) 有本质区别。本文引入异质性家庭可支配收入和流23许志伟、 刘建丰: 收入不确定性、 资产配置与货币政策选择动性约束的方式参照了 Wen( 2015) 的设置， 但不同之处在于， 本文在把异质性家庭部门引入标准的新凯恩斯框架， 并考虑了多种资本市场( 货币、 生产性资本、 债券) 及其联动性。本文理论和定量分析均表明， 资本市场联动性为收入不确定性冲击提供了重要的传导机制。与上述不确定性以及

19、流动性文献的区别还在于， 本文重点考察的是家庭层面的收入异质性， 而非企业层面的生产技术异质性， 且发现资产配置是一个重要的传导机制。理论方面， 本文构建的异质性家庭 DSGE 模型与传统研究收入不确定性的局部均衡模型有本质区别， 后者无法研究收入不确定性的一般均衡效应。技术方面， 本文基于 DSGE 结构模型， 利用中国宏观经济数据进行贝叶斯估计， 可以很好地识别无法观测的收入不确定性冲击; 同时通过卡尔曼平滑技术， 本文提取了与历史事实相符、 随时间变化的收入不确定性冲击。此外， 与文献不同， 本文将微观不确定性引入了新凯恩斯框架， 因而可以在标准的货币经济框架下讨论政策的稳定性问题。据笔

20、者所知， 目前国内文献并没有基于异质性个体 DSGE 模型来讨论经济不确定性的研究。而对于经济不确定性上升导致的宏观效应及其传导机制并不十分清楚， 本文研究在这方面做了一个初步尝试， 也为以后定量研究中国经济不确定性提供了一个较好的分析平台。三、理论模型本节将给出一个具有收入不确定性冲击的异质性个体新凯恩斯( heterogeneous- agent newkeyesian， HANK) DSGE 模型。模型主要包括具有收入异质性的家庭部门、 完全竞争的最终品部门、垄断竞争的中间品部门、 中央银行以及资本品生产者等五个部门。假设最终和中间产品生产厂商以及资本品厂商均由家庭部门拥有。下面着重讨论

21、微观层面的异质性家庭部门。其中， 家庭的异质性主要体现在家庭收入和决策规则的异质性两方面。( 一) 异质性家庭部门1 模型设定与个体决策整个经济中有测度为 1 的连续统家庭， 每个家庭 i 0， 1 ) 每期的可支配收入 Xit( 下文将给出具体定义) 受到个体异质性( idiosyncratic) 的收入冲击 it影响。该冲击在每个家庭间、 各个时期间独立同分布， 具有在 min， max 上的累积分布函数 F( it; t) 。假设分布函数 F( it; t) 是均值为1， 标准差为 t的对数正态分布。由于 t刻画了收入的不确定性， 该变量即为收入不确定性冲击。参考 Wen( 2015)

22、， 假设每期分为两个子时期( sub- period) : 在第一个子时期， 收入异质性冲击 it并未实现， 家庭进行劳动供给 Nit以及国债资产购买 Bit和实物性资产购买 Kit +1三个决策; 在第二个子时期， 收入异质性冲击 it实现， 家庭进行消费 Cit和货币持有 Mit两个决策。因此， 每个家庭持有三种不同类型的资产: 国债、 实物性资产以及高流动性货币。前两者的区别在于收益率是否有风险;货币与其他资产的区别在于， 尽管收益率为零， 但其能提供流动性。正是为了刻画上述区别， 我们假设国债和实物性资产的购买决策发生在异质性收入冲击的实现之前。根据标准的 DSGE 文献， 假设家庭

23、i 对最终消费具有 CA 效用， 而劳动的效用则采用 DSGE常用的劳动不可分形式( Hansen， 1985) 。家庭 i 的目标为最大化期望终生效用函数:max Cit， MitE0 max Bit+1， Nit， Kit+1珘E0t =0t( logCit anNit) ( 1)其中， 为主观折现因子; an为劳动负效用的参数; E 和珘E 分别代表含有和不含 it信息的数学期望。家庭的资源约束可以写为:Cit+ Mit/Pt= itXit( 2)其中， Pt为物价水平; Xit为扣除资本支出后的实际( real) 可支配收入， 由持有的货币、 国债资产变动、 实物性资本收入、 劳动收入

24、以及所拥有企业利润构成:332019 年第 5 期Xit= ( Mit1+ Tit+ t1Bit1 Bit) /Pt+ wtNit+ rtKit+ Dit Qt( Kit+1 ( 1 ) Kit)( 3)其中， Qt为投资品价格; 为生产性资产的折旧率; Tit为货币当局的货币注入; t为无风险名义利率; wt和 rt分别为实际工资和实际资本回报率; Dit为企业利润。此外， 定义实际货币持有为 mit= Mit/Pt， 参照 Wen( 2015) 引入货币持有的流动性约束:mit 0( 4)该约束表明， 每个家庭的货币持有必须非负， 即不存在货币的外部融资渠道。引入上述流动性约束主要基于理论

25、和现实两方面的考虑。理论方面， 本文分析框架本质是个体异质性模型， 即家庭的收入具有异质性， 每个家庭每期都受到不确定性冲击 t的影响， 该冲击会影响整个经济中家庭的收入分布。如果金融市场是完备， 那么个体异质性模型理论上等价于代表性个体模型， 因而本文考察的不确定性冲击并不起作用。约束( 4) 式的存在意味着金融市场的不完备性， 这使得家庭在面临低收入情形时( it的实现值很低) ， 并不能靠以无成本融资( 即 mit为负) 的方式来获得合意流动性， 消费也就无法被平滑。因此， 在收入具有不确定性情况下， 微观家庭会预防性地增持货币来避免此情形发生。事实上， 该流动性约束的存在， 为家庭层面

26、的货币需求提供了一个内生的微观机制。这是因为， 在引入货币时， 本文并未采用标准的货币效用( MIU) 或者现金先行( CIA) 等简约式( reduced form) 货币理论。因此， 在完备市场下， 家庭会严格偏好那些具有正收益的生产性资本或者政府债券， 而没有动机持有利息回报为零的货币。但在流动性约束下， 货币本质上具有了提供流动性的功能， 因而持有货币能够产生一个隐性收益， 即流动性溢价( 具体见下文讨论) 。该流动性溢价使得均衡时， 家庭对货币具有正的需求。不确定性越高， 流动性溢价越大， 货币需求也就越高。由此可见， 流动性约束的引入， 内生化了家庭的货币需求， 并为不确定性冲击提

27、供了传导机制， 潜在地对货币政策有效性产生影响。此外， 流动性约束的设置同样具有现实意义。正如 Wen( 2015) 、Dong et al. ( 2018) 所指出的， 在发展中国家， 由于缺乏完善的金融体系， 流动性好的资产也是家庭缓解不确定性， 进行自我保险( 预防性储蓄) 的重要工具。需要注意的是， 由于家庭在决定劳动时，并没有观测到异质性收入冲击， 因此无法用调整劳动来平滑收入不确定性。这也是为什么需要将每期分为两个子时期。记( 2) 式和( 4) 式的 Lagrangian 乘子分别为 it和 it， 通货膨胀率为 t= Pt/Pt 1， 则 Nit， Kit +1，Bit， Ci

28、t， mit 对应的一阶条件( FOC) 分别为:an= wt珘Et( itit)( 5)珘Et( itit) Qt= Et ( rt+1+ ( 1 ) Qt+1)珘Et+1( it+1it+1) ( 6)珘Et( itit)= tEt珘Et+1( it+1it+1/t+1) ( 7)1/Cit= it( 8)it= Et珘Et+1( it+1it+1/t+1) + it( 9)( 5) 式为劳动供给方程， 由于劳动决策在收入冲击 it的实现之前， 因此该方程右边出现了预期算子珘E; ( 6) 式描述了风险资产( 生产性资产) 的跨期决策方程， 左边为预期成本( 该预期作用于异质性收入冲击)

29、， 右边为预期收益率; ( 7) 式为无风险资产的跨期决策方程， 同样地， 由于该决策在收入冲击实现之前， 因此等式左右两边均出现了预期算子珘E; ( 8) 式为消费的最优条件; ( 9) 式为货币持有的跨期决策， 左边为持有货币的机会成本， 右边为货币的预期收益。值得提出的是， 如果没有流动性约束( 4) 式( it=0) 以及假如不存在收入异质性( it=1) ， ( 7) 式和( 9) 式表明在稳态时家庭无动机持有货币。因此， 防范流动性约束出现收紧的风险并平滑消费是家庭预防性持有货币的主要目的。给定宏观状态， 家庭的消费与货币持有决策服从触发策略( trigger strategy)

30、。记触发策略的临界值为 *it， 那么家庭的决策规则可分为如下两种情况:43许志伟、 刘建丰: 收入不确定性、 资产配置与货币政策选择情形 1: it*it。在这种情形下， 家庭的可用收入较高。此时， 为防范未来面临的流动性风险，家庭倾向于持有货币， 即 Mit0， 这表明 Lagrangian 乘子满足: it=0。可以证明， 此时的临界值 *it满足如下定义: 1/Xit Et( an/( t +1wt +1) ) 1。情形 2: it *it。此种情形下， 家庭的总收入很低。此时， 货币的流动性约束( 4) 式以等号成立， 即家庭选择将当期的流动性全部用于平滑消费。因此， 我们有: mi

31、t=0 和 it0。基于上述两种情形， 家庭的最优决策由如下定理刻画。定理 1: 给定宏观经济状态， 异质性家庭 i 面临的收入冲击临界值 *it以及可支配收入 Xit与个体状态无关， 即 *it*t， XitXt; 最优消费 Cit和实际货币持有量 mit由如下触发策略描述:Cit= min it， *t Xt( 10)mit= max it *t， 0 Xt( 11)事前的可支配收入 Xt满足:Xt= ( *t; t) wt/( *tan) ( 12)其中， ( *t; t)= maxminmax it， *t dF( it; t) 。定理1 表明， 当可支配收入较低时( it *t) ，

32、 家庭面临流动性约束， 因而会将所有可用资金( 包括上期的货币持有) 用于平滑消费， 即: Cit=itXt， mit=0; 而当可支配收入较高时( it *t) ， 流动性约束并没有起到限制作用， 因而家庭会预防性地持有货币( mit0) 来对冲未来流动性缺乏的风险， 此时的最优消费为 Cit= *tXt。需要注意的是， Xt独立于家庭的个体状态的原因在于: 第一， Xit是在it实现之前确定的， 当家庭做无风险债券购买、 劳动供给以及投资决策时， 所有家庭面临的异质性冲击分布相同; 第二， 拟线性偏好结构暗示了劳动供给能够有弹性地调整以满足总收入的目标水平( 在收入冲击预期下) 。然而，

33、因为其值由 itXt给定， 所以有效可支配收入水平仍然依赖于家庭 i的个体状态。定义 t= an/wt， ( 5) 式、 ( 7) 式和( 9) 式表明， 无风险债券和货币的跨期决策方程可以表示为:1 = tEt t+1/( twt+1) ( 13)1 = ( *t; t) Et t+1/( tt+1) ( 14)由此可以推得 ( *t; t)= t。需要强调的是， 本文模型中的货币虽然没有利息收入， 但存在大于 1 的流动性溢价( liquidity premium) ， 即( 14) 式中的 ( *t; t) 。因此， 上述等式本质上描述了无风险债券与货币之间的无套利条件。2 收入不确定性

34、的一阶宏观效应与标准的代表性个体 DSGE 模型不同， 尽管本文模型中的收入不确定性冲击 t针对的是收入冲击的二阶矩变化， 但它对宏观经济尤其是总消费和总货币需求具有直接的一阶效应。为理解这点， 首先将微观决策变量 it的宏观加总定义为: t= itdi。由大数定律以及定理 1 可知， 总消费和总的实际货币需求为:Ct= ( *t; t) Xt( 15)mt= ( *t; t) Xt( 16)上述方程中， ( *t; t) 刻画了边际消费倾向在家庭维度的平均值。可以证明， 该变量满足 ( *t; t)= maxminmin it， *t dF( it; t) 。由于积分号中表达式为异质性收入冲

35、击 it的凹函数， 根据詹森( Jensen) 不等式， ( *t; t) 为不确定性冲击 t的减函数。同理， ( *t; t) 为持有货币的532019 年第 5 期篇幅所限， 证明过程略， 感兴趣者可向作者索取。篇幅所限， 证明过程略， 感兴趣者可向作者索取。边际倾向， 其满足 ( *t; t)= maxminmax it *t， 0 dF( it; t) 。根据詹森不等式， ( *t; t) 为不确定性冲击 t的增函数。因此， 给定收入变量 Xt和临界值 *t， 收入不确定性升高， 会导致总消费的下降， 总货币需求的上升。需要强调的是， 收入不确定性对消费和货币需求的上述影响， 即便在对

36、数线性化情况下( 排除任何高阶宏观效应) 仍然存在， 因此它体现了收入不确定性的一阶宏观效应。为考察收入的一阶矩冲击， 稳健性分析部分加入了中性技术等标准的外生冲击过程。3 货币数量方程在收入异质性与流动性约束的设定下， 货币数量方程与传统模型得出的形式有显著区别。为理解这一点， 由( 15) 式、 ( 16) 式可推得基于消费的货币数量方程 Ct= mtV( *t; t) ， 其中货币流通速度满足 V( *t; t)= ( *t; t) /( *t; t) 。同理， 可推得基于产出的货币数量方程 Yt= mt珘V( *t; t) ， 这里的珘V( *t; t)= V( *t; t) Yt/C

37、t为传统意义上的货币流通速度。可以证明， 在给定其他宏观变量的情况下， 货币流通速度为收入不确定性减函数。这点也很好理解， 当收入不确定性上升时， 家庭预防性地持有更多的货币， 由于这类货币并不直接用于消费等经济活动， 因而整个经济中的货币流通速度下降。收入不确定性与货币流通速度之间的负向关系， 使得我们能够利用货币流通速度数据对收入不确定性冲击进行识别。( 二) 生产部门生产部门较为标准， 根据新凯恩斯主义模型的设置方法， 假设整个经济包括完全竞争的最终品厂商和垄断竞争的中间品厂商。设定最终品部门由测度为 1 的代表性企业构成。该厂商利用 0， 1上的中间品生产最终产品， 其生产函数具有 C

38、ES 形式: Yt= 10( Yjt)( 1) /dj/( 1)。假设第 j 种中间品价格为 Pjt， 则最终品厂商的利润最大化问题为 max Yjt， YtPtYt 10PjtYjtdj。每一个垄断竞争的中间品厂商 j， 雇佣劳动 Njt和租赁资本 Kjt， 并根据 Cobb- Douglas 生产技术，Yjt= KjtN1 jt， 生产中间品。给定最终品厂商的需求函数， 中间品厂商选择最优定价来最大化企业利润。根据标准的新凯恩斯文献( Gali Gertler， 1999) ， 假设厂商的定价遵循 Calvo 规则， 即每一期该厂商有 1 的概率可以调价， 有 的概率不能调价。如果不能调价

39、， 企业将根据 Pjt= Pjt 1进行定价。而可以调价的厂商则选择最优价格 P*jt来满足优化问题: maxP*jtEts =0( )st + s P*jtYjt + sPt + s( rt + sKjt + s wt + sNjt + s) 。可以证明( 参见 Gali Gertler， 1999) ， 最优的定价法则为:P*jt P*t= 1Ets =0( )st+sPt+sYjt+svt+sEts =0( )st+sP1t+sYjt+s( 17)其中， vt= wt/( 1 ) 1 ( rt/)为边际成本。此外， 价格指数方程满足:P1t= P1t1+ ( 1 ) ( P*t)1( 1

40、8)( 三) 资本品厂商为进一步刻画投资品价格， 根据 Bernanke et al. ( 1999) ， 引入资本品生产部门。该部门由一个代表性资本品生产者构成。该厂商以价格 Qt提供投资品给家庭部门。资本品厂商选择最优投入 It满足最优化问题: maxItE0t =0t QtIt1 +2( gIt1)2It ， 其中 gIt= It/It 1为投资品增长率; 0 刻画了投资品调节成本。最优投资的一阶条件为:63许志伟、 刘建丰: 收入不确定性、 资产配置与货币政策选择篇幅所限， 具体讨论过程不再列出， 感兴趣者可向作者索取。篇幅所限， 证明过程略， 感兴趣者可向作者索取。Qt= 1 +2(

41、 gIt 1)2+ ( gIt 1) gIt Ett+1t( gIt+1 1) g2It+1( 19)( 19) 式为投资的需求方程， 表明 Qt( 即传统意义上的 Tobin Q) 越大， 投资需求 It增加， 投资增长 gIt加快。( 四) 货币当局最后引入货币当局来执行货币政策。多年来， 人民银行的货币政策一直以控制货币数量为主要调控手段。大量文献研究表明( Li Liu， 2017) ， 从 20 世纪 90 年代至 2015 年( 存款利率管制放松时点) ， 数量规则较之利率规则更好地刻画了中国货币当局的政策规则。为此， 设定中央银行执行如下货币数量规则， 记名义货币存量的增长率为

42、gmt= Mt/Mt 1:gmt/gm= ( gmt1/gm)m( t/)( Yt/Y)y( 20)其中， gm、 、 Y 分别代表稳态货币增长率、 通胀率和产出; 各系数满足 m( 0， 1) 、 0、 y0。( 五) 一般均衡与完整动力系统一般均衡时， 各商品市场与资本市场均出清， 即 t= itdi = jtdj， K， N ; Bt= Bt 1=0; Mt=Mt 1gmt。整个经济的资源约束满足:Ct+ 1 + ( gIt 1)2/2 It= Yt( 21)最后， 进一步设定收入不确定性冲击 t满足如下 A( 1) 过程:ln( t/)= ln( t1/)+ t， t N( 0， 2)

43、( 22)上述各经济部门和各市场间的均衡条件及外生冲击过程共同构成了一个动力系统。根据此系统， 可以计算出模型的稳态值。四、贝叶斯结构估计( 一) 数据描述给定上述经济系统的最优解， 利用动态贝叶斯方法对上述理论模型的参数进行估计。在估计时， 需要选取模型中对应的可观察序列。具体地， 采用通货膨胀率、 实际产出增长率、 实际投资增长率以及 M2 货币流通速度的变化率四个可观测宏观序列， 分别记为 Datat， gDatayt， gDatait， gDatavt 。Changet al. ( 2015) 利用目前相对较优的计量方法， 基于国家统计局的原始数据， 构造了能与美国宏观经济数据具有可比

44、性的， 经过季度调整后的大部分中国宏观经济季度数据。我们选取 Chang et al.( 2015) 数据中的名义家庭消费、 名义政府消费和名义总资本形成来计算名义产出。该产出和投资变量主要反映了家庭消费( 包含政府的消费) 与企业投资( 包含名义政府总固定资本形成、 名义家庭总固定资本形成和名义库存等) 的中国宏观经济行为， 其时间跨度为 1996 年第一季度至 2014 年第四季度( 首期除外， 共 91 个数据) 。基于 Chang et al. ( 2015) 构造的 GDP 平减指数， 可以进一步得到实际总产出与实际总投资变量。对于 M2 货币流通速度， 通过名义产出除以 Chang

45、 et al.( 2015) 数据中的货币供给量 M2 计算得到; 当期的 M2 货币流通速度除以上一期的即可得到其变化率。( 二) 估计结构为了重点考察收入不确定性冲击的相对重要性， 模型中仅考虑收入不确定性 1 个外生冲击; 同时， 参照 Ireland( 2004) 对四个可观测变量引入一个具有向量自回归( VA) 结构的测量误差向量。具体而言， 可观测变量满足如下结构:Datat=Modelt+ ut( 23)732019 年第 5 期篇幅所限， 计算过程略， 感兴趣者可向作者索取。ut= ut1+t( 24)其中， = ， gy， gi， gv ; 代表偏离稳态的百分比; ut为测量

46、误差; t为均值为零的四维独立列随机向量。根据 Ireland( 2004) ， 上述估计结构本质上是 DSGE- VA 混合模型， 其背后的思想是: 如果模型能够较好地拟合数据， 那么( 24) 式中的 VA 简约模型， 并不能很好地解释数据Datat的动态，从而可知 ut对数据的解释力( 方差分解) 较小， 而含有收入不确定性冲击 t的结构模型部分Modelt对数据的解释力则较大。相反， 如果基准模型Modelt( 即本文理论) 不能解释数据， 那么 VA 部分将解释数据的大部分波动。此外， 由于可观测宏观变量的个数小于模型中的 1 个收入不确定性外生冲击和 4 个测量误差冲击加总的总个数

47、， 因此不存在随机奇异性问题。( 三) 参数校准和估计假设一期对应于一个季度。我们将模型参数分成三个集合。对于标准的结构参数 an， ， ， ， ， gi， gy， gv ， 采用校准方法。对于闲暇负效用的参数 an， 它不影响模型动态， 因此将其标准化为 1; 对于资本产出弹性 ， 根据文献， 将其值校准为 0. 5; 对于主观折现因子 ， 依据 19922014 年间一年期定期存款平均年利率数据约为 4%， 将其设定为 0. 99;对于资本折旧率 ， 参照文献( 许志伟等， 2010; 吴化斌等， 2011) 设定其值为 0. 025( 对应于年度折旧率 0. 1) 。利用通货膨胀率、 投

48、资、 实际产出以及 M2 货币流通速度数据， 可以分别得到稳态时的通货膨胀率( ) 1. 012、 投资的增长率( gi) 1. 027、 产出增长率( gy) 1. 024、 以及 M2 货币流通速度的变化率( gv) 0. 991。稳态时 M2 货币流通速度的变化率小于 1， 这表明中国 M2 货币流通速度逐渐减慢。对于模型结构参数 ， ， ， ， ， ， m， y， ， 采用贝叶斯方法进行估计。贝叶斯过程中，参数的先验分布在整个估计过程中作用重要， 因此需要慎重选择。下面， 结合贝叶斯估计和DSGE 文献， 对不同参数的先验分布进行设定。关于投资调节成本参数 ， 其取值范围为大于零，因此

49、根据 Miao et al. ( 2015) 等的估计值和先验分布设定， 选取其先验分布为均值为 0. 2， 标准差为 0. 1 的 Gamma 分布; 中间品厂商不能调价概率 ， 其取值范围为( 0， 1) ， 因此将其先验分布设定为均值为 0. 5， 标准差为 0. 2， 且取值范围在( 0， 1) 之间的 Beta 分布; 中间品替代弹性 ， 其取值范围为大于 1 的正数， 因此设定其先验分布为均值为 6， 标准差为 2. 5 的 Gamma 分布， 该分布的95% 区间包含了文献中常见的校准值， 如吴化斌等( 2011) 和许志伟等( 2015) 等文献的校准值为3. 35; 对于异质

50、性收入冲击 it的分布函数， 设定其服从均值为 1， 标准差为 t的对数正态分布。这里的 t为不确定性冲击， 其稳态值为 。根据 Chamon et al. ( 2013) 整理的 CHNS 城市家庭收入面板数据计算的相对值( 见引言讨论) 将其先验分布设定为均值为 1. 5， 标准差为 0. 5 的 Gamma 分布。此外， 假设 t过程服从持久系数为 ， 扰动标准差为 的 A( 1) 过程。根据 An Schorfheide( 2007) ， 将 的先验分布分布设定为均值为 0. 8， 标准差为 0. 1， 且取值范围在( 0， 1) 之间的 Beta 分布， 以及将标准差参数 的先验设定