国际贸易与中国的实际经济周期_基_省略_闭与开放经济的RBC模型比(2)

ηt=-EtU(ct+1,nt+1)+Etηt+1β(ct+1,nt+1)-Uh(ct,nt)-ηtβh(ct,nt)=λtAtFh(kt,nt)

(12)(13)(14)(15)(16)

　　这些一阶条件都是完全标准的,除了消费的边际效用不是由Uc(ct,nt)简单给定,而是由Uc

dt+j

≤0

Π(1+rs)

s=1

∞

(9)(10)

(11)

λt[1+ ′(kt+1-kt)]=β(ct,nt)Etλt+1[At+1Fk(kt+1,nt+1)+1-δ+ ′(kt+2-kt-1)]　　

李　浩等:国际贸易与中国的实际经济周期

(ct,nt)-βc(ct,nt)ηβc<0)。t给定。上式的第二部分反映随着当期消费的增加降低了贴现因子(同样地,劳动的边际负效用不是简单的Un(ct,nt),而是Un(ct,nt)-βn(ct,nt)ηt。

在这个模型中,国内代理人面临的国际金融市场的利率假定是不变的,给定为:

rt=r生产率冲击的运动规律为:

lnAt+1=ψlnAt+(1-ψ)gt+εt+1;εt+1≈NIID(0,σε);t≥0

2

3

(17)(18)

　　ψ为技术冲击的自回归系数,εt是非序列相关的,服从均值为0,方差为σε的正态分布。给定(17)、(18)式,A0、d-1和k0,竞争性均衡是满足(8)—(16)式一系列的序列{ct,nt,yt,it,kt+1,dt,ηt,λt}。

我们如Mendoza(1991)以如下的偏好函数和技术形式进行参数化:

-1ω1-γ

[c-ωn]-1-1ω-ψ

U(c,n)=　　β(c,n)=[1+c-ωn]

1-γ

F(k,n)=kn

α1-α

2

　　 (x)=2x; >0

其中ω表示劳动与闲暇的跨期替代系数。

3.考虑了政府购买冲击的小国开放经济模型

由前面的分析可以看出,我国的政府支出波动幅度比较大,而且超前于经济周期的波动。由此必须考虑政府购买对我国经济周期的影响。因此在这里引入一个三部门经济。则外国债务的运动方式dt如下:

dt=(1+rt-1)dt-1-yt+ct+it+gt+ (kt+1-kt)

其中dt表示考虑了政府购买时的本国债务,gt表示t期的政府支出。

政府支出的运动规律为:

lnGt+1=ξlnGt

其中Gt+1表示t+1期的政府支出。

给定(17)、(18)、(19)、(20)式,A0、d-1、G0和k0,竞争性均衡是满足(8)-(16)式一系列的序列{ct,nt,yt,it,kt+1,dt,ηt,λt}。

(20)

g

g

g

g

(19)

四、参数的校准

1.封闭经济模型中参数的校准

在该模型中, A表示均衡技术水平,此参数只有水平效应,没有波动影响,简单取1。需要确定的其它参数有:资本份额α、消费的主观贴现因子β、资本折旧率δ、相对风险规避系数γ、技术冲击的一阶自回归系数ψ及其标准差σε以及政府购买的自回归系数ξ。

(1)资本份额α以及技术冲击各参数的确定

与很多研究一样,本文假设生产函数服从规模报酬不变的柯布-道格拉斯型,资本数据为张军(2003)估算的,Y、K分别是以1978年不变价格计算的实际产出和资本存量,从业人数用的是王小鲁(2000,P55—64)的数据。

利用张军(2003)方法估算的资本回归的生产函数为:

log(Y K)=-1.854+0.651＊log(K N)+0.033T

(-10.933)(4.666)(4.199)

2

R=0.994　S.E=0.0439　F=1809.361(1978—2002)括号内表示的是t检验值,这个模型的拟合优度达到99.4%,模型通过检验。根据这个计量模

2007年第5期

型,产出与当期资本和劳动都成正相关,资本产出弹性为0.651,即在其它条件不变的情况下,资本投入每增长1%,经济增长就提高约0.651%。因此我们选择α=0.651。

在劳动供给固定不变的RBC模型中,假设每期的劳动投入都是相等的,即把每期的劳动供给假定为1,也就是在生产函数中只考虑资本的变化对产出的影响。此时,生产函数表示为如下形式:

lny=-1.776+0.651lnk+0.033T由(21)计算“索洛剩余”,即A的时间序列:

lnA=lny-0.651lnk-0.033T

　　这样便得到关于技术冲击A的一个时间序列数据。我们假定技术冲击满足如下:lnAt= A+gt,其中gt是技术增长率,另外还有一个扰动项,则技术冲击表现为:lnAt= A+gt+A t,即假设技术冲击扰动项满足一阶自回归过程,即 At=ψA εt-1+Z,通过计量回归得到如下的关于技术冲击的模型:

A t+1=0.644 At

(3.858)

　　由此得到技术冲击的一阶自回归系数ψ=0.644及其标准差σ2.73%。ε=

(2)实际利率r的确定

自改革开放至今,我国有统计的年份显示,其平均实际利率为1.31,其中的贷款利率是银行的贷款利率,而通货膨胀率用的是世界银行发展数据库里公布的,用两者之差表示实际利率。因此文章中选用的实际利率为1.31。

(3)相对风险规避系数γ的确定。

关于相对风险规避系数γ的设置的经验研究较少。黄赜琳(2005)的模拟试验发现其介于0.7—1.0之间。在本文中,相对风险规避系数是消费替代弹性的倒数,因此取值为0.77。

(4)折旧率δ的确定。

国外年度折旧率一般为0.1左右。在这里,假定中国的固定资产平均使用年限为10年,年折旧率为0.1。

综上所述,所有的参数整理如下:表3

变量参数值

A 1

δ0.1

(21)

封闭模型的校准参数表

γ0.77

r1.31

α0.651

ψ0.644

σε2.73%

　　2.开放经济模型中参数的校准

政府支出冲击自相关系数的决定与技术冲击参数的决定相同。如上推导,得出以下结论:lnGt+1=0.506lnGt

(3.104)

　　从(22)式可以得到政府冲击的自相关系数ξ为0.506。因此ξ取值为0.506。

＊

(22)

参数α表示资本份额,r表示世界的实际利率,δ表示折旧率,ω表示1加上劳动供给的跨期替代弹性的倒数,β是时间偏好的消费替代率。γ表示相对风险规避系数。这些参数的选择都应该使其与实际数据相一致。这些参数的取值如下表4。表4

变量参数值

γ0.77

ω1.5

α0.325

校准后的参数值

r＊0.04

δ0.075

ψ0.50

σε0.0129

0.024

ξ0.506

李　浩等:国际贸易与中国的实际经济周期

　　校准参数ψ定义为贴现因子与复合函数c-n ω的弹性。这个参数有非常重要的特征,因为它决定了模型向稳态收敛的速度。给定ψ的值等于中国贸易余额 GDP率的平均值。

＊

α等于1减去劳动收入占净国民收入的比例。世界利率r的给定如KydlankdandPrescott(1982)和Prescott(1986)中美国经济的实际利率。γ的取值,根据Prescott(1986)好像不太可能大于1,如封闭经济取值为0.77。ω取值取决于HeckmanandMaCurdy(1980)和MaCurdy(1981)关于劳动供给的跨期替代弹性之间,而且缩小了模型劳动时间的波动率。 调整成本的参数值,取决于实际的调整成本。由于调整成本是用来平滑资本积累的,当时, ≠0该值是用来减少投资的标准差的。根据Craine(1971)对美国经济的模拟,取值应该在0.023≤ ≤0.028,因此我们的取值为0.024。

ω

五、模拟经济与实际经济的比较分析

1.封闭经济模型的模拟结果

从封闭经济模型预测的结果中可以看到:模型预测的经济波动总体上要小于实际经济波动水平。下面从消费、产出、投资和贸易余额 GDP率四个经济变量的波动特征加以分析。

从消费波动比较看,模型预测消费波动水平为1.00,而实际波动为4.1,两者相差比较大,则Kydland-Prescott方差比率等于24.39%,表明模型仅解释了24.39%的消费波动,大大缩小了消费的波动。实际经济中消费与产出的同期相关性为0.68,而模型经济中为0.95,模型经济的趋势性要明显强于实际经济。表5

实际经济

标准差< …… 此处隐藏：3357字，全部文档内容请下载后查看。喜欢就下载吧 ……