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一、模型與設定

基于研究目的且不失一般性，本文的模型經濟中僅包含了作為消費者的家庭以及作為生產者的企業，并且企業部門由構成CPI的8大部門組成。家庭作為消費者，其追求的目標為最大化其一生效用的貼現值（DiscountedValue）之和；家庭的消費支出由家庭成員為8大部門生產企業提供勞動力所獲得的工資來承擔。與已有的新凱恩斯主義模型類似，家庭可以進行物質資本的積累，物質資本積累具有與儲蓄類似的功能，進而家庭可以實現其一生消費的平滑化（Smoothing）。通過向企業提供物質資本，家庭還可以獲得租金。不過，由于物質資本具有一定的專用性特征，因而物質資本投資存在調整成本（AdjustmentCost）。物質資本投資調整成本的存在具有重要的作用：當外生沖擊發生時，某一特定部門的投資難以及時作出調整，進而使得外生沖擊的效用更具持久性（陳利鋒，2014b）。已有的研究，如楊柳等（2014）發現這一調整成本在當前的中國是客觀存在的。家庭消費的產品來源于構成CPI的8大部門，這些部門的生產企業雇傭家庭的勞動，采用Cobb-Douglas技術生產出具有差異性的中間產品，并將其加總為最終產品；企業將加總之后的產品出售給家庭供其消費。家庭與企業通過以上關系而緊密聯系在一起，進而構成了本文模型經濟的主要元素。模型經濟中生活著大量具有無限生命的家庭，這意味著模型經濟中不存在家庭的消亡。同樣，模型經濟中也不存在人口的增長，這一設定主要是為了分析的便利考慮，也可以使我們集中分析代表性家庭的優化問題②。1．代表性家庭的行為家庭成員購買8大部門企業生產的產品進行消費，并向8大部門企業提供勞動力。與Merz（1995）以及Galí（2013）等已有的新凱恩斯主義經濟學研究類似，家庭不同成員之間是完全風險共享的①。具體的，家庭最大化如下效用函數：其中01為貼現因子，()tCj與和()tNj分別表示第j種產品的消費和部門j使用的勞動投入，和分別為消費和就業的風險偏好系數，為保證穩態存在的參數?；诒疚牡难芯磕康?，部門j取值為1至8，分別表示食品（部門1）、煙酒（部門2）、衣著（部門3）、家庭設備生產及維修服務（部門4）、醫療保?。ú块T5）、交通通訊（部門6）、娛樂教育文化部門（部門7）以及居住（部門8）。與王佳等（2013）、Foerster等（2011）的研究類似，基于分析的便利性考慮，家庭對于各個部門生產的產品的消費風險偏好系數以及勞動的風險偏好系數均相同，即家庭成員的消費偏好與就業偏好具有跨部門不變的特征。則資源約束為：其中，j為部門j的價格在CPI中的權重（Weight），()pj為不同部門生產的不同產品之間的替代彈性，ktR為物質資本租金率，tI和tK分別為投資和物質資本；且不同部門由于對于投資品的要求存在一定的差異，因而物質資本投資存在一定的不可逆性，即投資調整或導致成本。基于此，與Christiano等（2005）以及Galı´等（2007）的研究類似，部門j的物質資本的動態積累方程為：2．部門生產企業的行為部門j的生產函數為如下Cobb-Douglas型：其中，j為部門j物質資本對于產出的彈性系數；()tsj為供給沖擊，Foerster等（2011）依據美國的數據將其設定為隨機游走（RandomWalk）形式，但是我國學者，如王佳等（2013）以及武康平和胡諜（2011）等在動態隨機一般均衡模型建模中均將其設定為平穩的一階自回歸過程。具體的，供給沖擊為：其中，為供給沖擊的持續性，te服從均值為0、方差為2a的獨立白噪聲過程，ts為總供給沖擊，jv為部門j對于總供給沖擊的反應程度。顯然，當0jv時，經濟中僅存在部門供給沖擊；而當1jv時，整體沖擊一一對應地反映在部門供給沖擊中。3．優化條件基于以上設定，家庭效用最大化問題的一階條件為：4．市場出清定義1ln()tttPP為整體通貨膨脹水平，而1ln(()())jtttPjPj為部門j的通貨膨脹水平。依據式（3）可知，二者之間存在如下關系：式（10）意味著整體通貨膨脹水平為部門通貨膨脹水平的加權平均，這與我國CPI的核算方式一致。式（2）構成了模型經濟中的資源約束，式（4）反映了投資的動態變化，式（5）為企業的消費品生產函數，式（7）至（9）為模型優化條件，式（10）反映了部門通貨膨脹與整體通貨膨脹之間的聯系，式（6）反映了部門沖擊與整體沖擊之間的聯系。因此，模型經濟中包含了185個方程（6N2N2176，以及9個外生沖擊）。另外，當市場出清時，經濟中的總資本為8部門資本的加權。

二、模型的參數化

本部分對上述模型進行參數化處理。以上模型中包含了185個帶預期（Expectation）的對數線性差分（Log-LinearDifference）方程，一般而言無法求得顯式解，因而只能依賴模型仿真（Simulation）技術刻畫外生沖擊下模型主要變量的動態反應路徑，即脈沖響應函數（ImpulseResponseFunction）。而在得到脈沖響應函數之前，則需要對模型的結構性參數進行賦值，這一方法被實際經濟周期理論以及之后的研究稱為校準（Calibration）。這一過程的目的在于通過使用已有研究中得到的結構性參數，使得本文第二部分建立的新凱恩斯主義動態隨機一般均衡—結構動態因子模型成為刻畫中國經濟的框架。1．基礎參數的校準對于貼現因子的取值，可以依據我國現實的物價數據進行估算，這一方法為王君斌和王文甫（2010）等所使用。依據我國自2002年第1季度至2012年第4季度的物價數據可知，在此期間我國物價平均上漲的速度約為2%，因而可以將貼現因子的取值設定為0.98，這一取值與He等（2007）使用中國數據估計的結果較為接近。對于消費的風險偏好系數的取值，依據國內外大多數研究估算的結果，這一參數的取值為1。這意味著式（1）效用函數關于消費的函數形式為對數形式，這與王佳等（2013）的研究是一致的。而勞動的風險偏好系數的取值，則依據薛鶴翔（2010）的研究將其設定為6.16。穩態投資成本函數的二階導數S度量了部門j的投資()tIj對于部門的“Tobin的Q”，即()tj的反應系數，依據Zhang（2009）的研究將其取值設定為-1；跨部門不變的物質資本折舊率的取值，則依據He等（2007）的研究將其設定為0.04。模型經濟中包含了8個部門的供給沖擊以及總供給沖擊，所有外生沖擊均具有相同的持續性以及標準差，這一設定的目的在于可以比較相同大小的外生沖擊下不同部門響應程度的大小。在已有的研究中，也經常設定一個單位標準差的外生沖擊對于模型主要變量的影響。依據劉斌（2008）采用中國數據貝葉斯估計的結果，總供給沖擊的持續性為0.89，對應的標準差a的取值為0.078。2．穩態參數的校準對于一些涉及部門權重的參數需要采用模型變量的穩態值進行校準。對于度量部門價格在CPI中的權重參數j，可以依據實際數據的平均值進行估算。參考國家統計局在2011年對各部門價格在CPI中所占的權重調整之后的結果，本文依次選取食品部門價格在CPI中的權重1為31.79%、煙酒生產部門價格在CPI中的權重2為3.49%、衣著部門價格在CPI中的權重3為8.52%、家庭設備生產及維修服務部門價格在CPI中的權重4為5.64%、醫療保健部門的價格在CPI中的權重5為9.64%、交通通訊部門的價格在CPI中的權重6為9.95%、娛樂教育文化部門價格在CPI中的權重7為13.75%、居住部門的價格在CPI中的權重8為17.22%。對于部門j對整體沖擊的反應程度參數jv，本文采用穩態時家庭在各部門產品上的支出占家庭總支出的比重表示，由于在估算各個部門價格在CPI的權重過程中已經使用這一指標，為了簡單起見，我們對這些參數的取值與對應的j相同。3．名義價格剛性參數與生產參數的校準對于8部門生產函數中資本的產出彈性系數j的取值，本文依據其定義進行估算。具體的，依據定義可知：式（13）表明，對于不同部門資本產出彈性j取值的估算，取決于不同部門中間產品替代彈性的取值。但是，已有的研究并未對這一參數的取值進行相關估計?；诒憷钥紤]，與已有研究類似，本文設定不同部門中間產品之間的替代彈性具有跨部門不變的特征，進而依據薛鶴翔（2010）等的研究，將其取值設定為2。侯成琪和龔六堂（2013）對構成CPI的8大部門的名義價格剛性進行了估算，得到的取值分別為0.2698、0.6136、0.5152、0.6871、0.3851、0.5242、0.5993和0.2755；對應的經濟整體的資本產出彈性，則依據He等（2007）的估算結果取值為0.6；根據式（13）可以得到構成CPI的8大部門的資本產出彈性j的取值分別為0.3815、0.0419、0.1022、0.0677、0.0833、0.1194、0.1650、0.2066。

三、模型動態分析

定義12345678X為8部門通貨膨脹構成的向量序列，t為外生沖擊構成的向量序列。依據Foerster等（2011）的研究，本文第二部分的新凱恩斯主義一動態隨機一般均衡—結構動態因子模型可以表述成如下形式：基于校準的結構性參數，可以實現對式（14）表示的模型進行動態分析。首先，基于本文的研究目的，我們僅考察部門供給沖擊與總供給沖擊對于通貨膨脹的沖擊效應，即計算部門供給沖擊與總供給沖擊的脈沖響應函數，以考察在不同部門的外生沖擊下通貨膨脹隨時間變化的動態路徑；然后，對通貨膨脹的波動進行條件方差分解（ConditionalVarianceDecomposition），以考察不同部門供給沖擊以及總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用。1．部門沖擊與整體沖擊的脈沖響應函數基于式（14）可知，各個部門的通貨膨脹可以表示成外生沖擊及其滯后項的函數，因而可以考察一個單位標準差外生供給沖擊對于各個部門通貨膨脹以及整體通貨膨脹的影響。基于篇幅考慮，本文僅僅考察部門供給沖擊與總供給沖擊對于整體通貨膨脹水平的影響。圖1給出了1個單位標準差的負向（Negative）部門供給沖擊與總供給沖擊下通貨膨脹的動態反應路徑，即脈沖響應函數?；谶@一脈沖響應函數可以得到如下結論：第一，整體通貨膨脹水平對于食品部門供給沖擊表現出最大的反應，在圖1中表現為食品部門負向供給沖擊引起通貨膨脹最大幅度的上升；第二，整體通貨膨脹水平對于家庭設備部門沖擊也表現出較大的反應，從圖1中可以看出，家庭設備部門沖擊對于整體通貨膨脹具有僅次于食品部門供給沖擊的沖擊效應；第三，交通通訊部門、醫療保健部門、衣著部門以及總供給沖擊對于整體通貨膨脹也具有較強的沖擊性效應；第四，居住部門以及娛樂教育部門沖擊對于整體通貨膨脹的作用初期相對較小，之后呈現遞增并逐漸收斂的趨勢；第五，煙酒部門沖擊對于整體通貨膨脹的沖擊性效應在構成CPI的8個部門中最小。另外，整體通貨膨脹對家庭設備部門沖擊、交通通訊部門、醫療保健部門、衣著部門以及總供給沖擊的脈沖響應函數呈現“駝峰狀”特征。這與已有研究，如薛鶴翔（2010）、王君斌和王文甫（2010）所發現的外生沖擊對于產出等變量的脈沖響應函數類似。更重要的，外生沖擊的脈沖響應函數表明了部門外生沖擊與整體外生沖擊對于同一模型變量的脈沖響應具有顯著性差異，并且不同部門的沖擊與整體沖擊的效應存在顯著性差異。這些發現都意味著忽略部門之間的異質性來考察外生沖擊對于模型變量的影響，可能引起模型結論的偏誤。2．整體通貨膨脹的條件方差分解式（14）反映了部門通貨膨脹與部門供給沖擊的關系，式（6）反映了部門沖擊與總供給沖擊之間的聯系，式（10）反映了部門通貨膨脹與整體通貨膨脹水平之間的聯系。基于以上三個方程可以對整體通貨膨脹波動進行條件方差分解。與一般的方差分解不同，條件方差分解的原理如下：其中，tF表示方差分解的值。式（15）表明，條件方差分解的結果依賴于所選擇的時期。一般而言，條件方差分解的時期選擇設定為第1個時期或者最后1個時期。由于本文結構性參數校準過程中估算參數取值的樣本時期為2002年第1季度至2012年第4季度，因而選取2002年第1季度作為條件方差分解的基準時期?；谝陨显O定，本文對整體通貨膨脹波動進行了條件方差分解，結果顯示在圖2中。需要說明的是，圖2中我們以2002年第1季度作為第1個時期，2002年第2季度為第2個時期，其余依次類推，因而2012年第4季度為第44個時期。同時，為了分析的便利，本文將外生沖擊的整體效應標準化為1，因而各個外生沖擊在整體通貨膨脹波動中的作用全部轉換成百分比。圖2給出了構成CPI的8大部門外生供給沖擊以及總供給沖擊對于整體通貨膨脹波動的影響，基于這一條件方差分解的結果，可以分析各種不同的外生沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中各自作用的大小。圖2表明，在本文考察期內的大多數時期中，食品部門供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中扮演了最為重要的角色；衣著部門供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用僅次于食品部門；總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用僅次于食品部門與衣著部門；而家庭設備部門、交通通訊部門、醫療保健部門、居住部門、研究部門以及娛樂教育部門等在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用則相對較小，不過卻具有相對較強的持續性，這種沖擊效應的持續性具體表現為在本文考察的44個時期內，這些部門的供給沖擊均對整體通貨膨脹的波動存在顯著性效應。

四、結論與展望

在一個封閉經濟新凱恩斯主義動態隨機一般均衡—結構動態因子模型中，本文考察了構成我國CPI的8大部門的部門供給沖擊與總供給沖擊對于整體通貨膨脹的影響。在采用我國的現實數據對結構性參數進行校準的基礎上，本文首先采用脈沖響應函數考察了各個部門供給沖擊與總供給沖擊對于整體通貨膨脹的沖擊效應，研究發現：食品部門供給沖擊對整體通貨膨脹沖擊效應最大；更重要的，部門沖擊與整體沖擊對于整體通貨膨脹具有不同的沖擊性效應，這意味著如果忽略部門之間的差異而基于整體經濟建模，以考察外生沖擊對于整體通貨膨脹的效應，則可能由于模型設定引起模型結論的偏誤。在此基礎上，本文進一步采用條件方差分解的方法考察了不同部門的外生供給沖擊與總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中的作用，研究發現：食品部門沖擊、衣著部門沖擊與總供給沖擊在推動整體通貨膨脹波動過程中扮演著非常重要的角色；而其余部門沖擊對于整體通貨膨脹波動的影響相對較小，但卻具有較強的持續性。已有的大多數研究均忽略部門之間的差異而考察整體沖擊的效應，本文則在考察部門之間異質性的基礎上，考察了不同部門的外生沖擊以及總供給沖擊對于整體通貨膨脹的效應。與已有的研究相比，本文將不同部門微觀主體的決策行為與宏觀經濟活動緊密聯系起來，因此，采用本文的模型所得到的結論，可能比基于整體經濟建模所得到的結論更加精確。不過，作為嘗試性研究，本研究仍存在一些需要進一步改進的地方：（1）現實經濟是開放經濟①，而本文則基于封閉經濟建模。因此，一個可行的改進方向是，基于開放經濟構建新凱恩斯主義動態隨機一般均衡—結構動態因子模型，對部門沖擊與整體沖擊的效應進行分析。（2）本文在建模過程中未將勞動力市場動態考慮在內②，因而，一個可能的擴展是，在本文模型中引入勞動力市場動態，關于這一方面的研究可以參考Imbs等（2007，2011）的研究；（3）本文的研究表明，部門沖擊在推動部門通貨膨脹的同時也推動了整體通貨膨脹水平，那么，與之相關的一個問題是，當現實經濟中出現了部門通貨膨脹但并未產生整體通貨膨脹時，貨幣當局（MonetaryAuthority）是否需要對部門通貨膨脹做出反應呢？換言之，貨幣政策究竟應該對哪些類型的通貨膨脹做出反應？本文并未對這一問題做出回答。因而，一個有價值的拓展的方向是，在本文模型中引入貨幣當局，并考察最優貨幣政策選擇機制。

作者：陳利鋒單位：中共廣東省委黨校經濟學教研部