中国劳动力转移波动对宏观经济的冲击效应

马轶群+曲泽静

H摘要：通过构建劳动力转移波动冲击宏观经济的动态随机一般均衡模型，探讨劳动力转移对中国宏观经济影响的内在机理及影响程度。实证结果表明：建立的动态随机一般均衡模型能够较好地解释实际经济特征，劳动力转移对宏观经济变量的影响较其他冲击具有长期性，对产出、消费、投资和资本存量具有长期正向效应，对就业、物价、工资收入和生产成本具有长期负向效应。技术进步、政府支出和劳动力供给对宏观经济的冲击与已有研究较为一致，但与劳动力转移相比，三种冲击对宏观经济的影响仅为中短期效应。在对各宏观经济变量变化的贡献中，劳动力转移仅对产出发挥了主要作用，对资本和物价的变化有重要影响，但要弱于技术进步的影响，而在对消费和就业的影响上，劳动力转移要显著弱于技术进步。

关键词：动态随机一般均衡模型；劳动力转移；宏观经济

中图分类号：C92-05文献标识码：A文章编号：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

改革开放以来，大规模劳动力转移一直是我国经济发展不可或缺的动力。何建新经过估算认为，1991年我国农村劳动力转移规模接近9000万人，到2009年，劳动力转移人数已超过1.7亿，18年内劳动力转移人数净增8000万以上[1]。但一直以来，规模庞大的劳动力转移并不稳定，始于2005年的“民工荒”让东南沿海地区开始明显感受到了劳动力转移波动的冲击，笔者使用HP滤波处理后，得到1985～2012年中国劳动力转移波动的经验事实（见图1）。劳动力转移波动的周期性显著，波动幅度小于产出，2003年经济触底，之后开始快速复苏，由于劳动力转移没能及时跟上，于是“民工

图1中国劳动力转移周期波动

数据来源：作者根据历年《中国统计年鉴》数据整理，并经过HP滤波处理所得。

荒”出现，接着2008年金融危机爆发，使原本具有上升趋势的产出发生逆转。我国政府迅速进行应对，提出“4万亿”投资计划，在巨额投资的刺激下，产出又回到原周期性的上升趋势。劳动力转移此时也改变了原有的周期波动性，在短期内加速波动，频繁出现“农民工返乡”、“用工荒”和“劳工荒”等现象，这与我们观察到的事实较为吻合。那么，如此大规模的劳动力转移，其波动如何冲击我国宏观经济？以及冲击程度如何？段均和高定伦使用VEC模型实证检验了劳动力转移的投资效应，并对异地转移和就地转移进行了比较[2]。杜鑫在全国农村住户抽样调查数据基础上进行了实证检验，发现劳动力转移会显著提高农户人均生活消费和人均居住支出水平，但对农户人均生产性固定资产购置支出没有产生显著影响[3]。柳清瑞通过对农村劳动力迁移率数理模型的分析，得出农村剩余劳动力向城镇大规模转移就会对城镇就业产生冲击的结论[4]。以上成果为深入认识劳动力转移的影响效应提供了帮助，但这些研究多集中于宏观经济的某个方面，很少能够进行较为全面的分析。

近年来，国内学者开始使用动态随机一般均衡模型（DSGE Model）分析中国宏观经济问题，探讨相关要素的波动对宏观经济的冲击效应。DSGE模型源自真实经济周期（RBC）理论，其延续了RBC理论的主流宏观经济学分析手段，从供给方面考察经济的波动性问题，在不确定条件下研究经济的一般均衡，从微观层面刻画家庭、企业和政府等经济主体的决策行为，通过建立各经济主体的稳定内在逻辑关系，利用动态优化方法实现严格意义上的一般均衡。国内外的研究表明，DSGE模型不仅能较好地对经济进行模拟，而且可以有效分析经济波动的冲击效应。在模拟效果上，斯梅茨（Smets）和武泰（Wouters）使用美国1990～2004年的季度数据发现，较为完整的DSGE模型在模拟宏观经济变量冲击时，效果要明显好于VAR和BVAR模型[5]。马尔钦·科拉萨（Marcin Kolasa）等人使用标准的DSGE模型和专业预测者调查（SPF）进行对比，发现在对美国宏观经济进行即时预测时，DSGE模型的表现非常成功，特别是在面对变量冲击时，DSGE模型要优于SPF[6]。王君斌基于中国宏观季度数据，首先给出了通货膨胀率和产出对技术冲击和货币政策冲击的经验事实，然后在DSGE模型框架内引入价格刚性和垄断竞争，对模型结构参数校准后进行了数值模拟，发现模型能较好地模拟上述经验事实[7]。在分析经济波动的冲击效应上，李成等人构建了一个开放经济条件下多部门的DSGE模型，识别和分析了影响中国宏观经济的六种可能冲击（通胀预期偏差冲击、技术增长率冲击、政府购买力冲击、劳动力供给冲击、国际贸易冲击以及货币政策冲击），并在此基础上，重点研究了通货膨胀预期偏差冲击对宏观经济的影响[8]。但是，将DSGE模型用来研究发展中国家经济时，应考虑到劳动力转移是发展中国家的一个重要特征，对劳动力转移研究的缺失会降低DSGE模型对发展中国家经济的解释力。

综上，本文拟建立一个考虑劳动力转移冲击的DSGE模型，在模型中探讨劳动力转移对宏观经济各部门影响的内在机理，进而分析劳动力转移波动以及技术进步、政府支出和劳动力供给等对中国宏观经济的冲击效应。

二、DSGE模型的建立

1.模型结构

本文建立的DSGE模型包括家庭、中间产品厂商、最终产品厂商、金融机构和政府五个部门。

（1）家庭部门。在经济中由多个无限长寿单元的家庭构成DixitStiglitz连续统，家庭的决策目标是其终身效用的最大化，这需在每期t=0，1，2...作出相应决策，在模型中简化为消费Ct和劳动Nt，实际货币的拥有为Mt/Pt。参考巴克斯特（Baxter）等人以及何宗武（Tsungwu Ho）的设置[9～10]，在家庭的终生效用函数中引入一个线性的关于家庭消费和政府支出的有效消费函数：

MaxE0∑∞t=0βtU（TCt，Nt，Mt/Pt）（1）

其中，E0表示理性预期算子；主观贴现率为0<β<1；TCt=CtGbt；家庭消费C与政府支出G的关系系数为b。有效消费函数说明政府支出与家庭消费具有不完全替代性质，实际货币余额反映了家庭通过货币进行交易获得的效用。效用函数U为一阶齐次的强准凹函数，设置为：

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

其中，σ为消费跨期替代弹性；γ为实际货币余额弹性替代弹性；η为劳动力供给跨期替代弹性；参考斯梅茨和武泰的做法[11]，加入劳动力供给冲击Lt；θ为大于零的系数，代表劳动力对效用的贡献度。劳动力供给变动可以对经济体中每个家庭形成影响，可以直接在效用函数中体现。家庭最大化其效用的预算约束为：

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

其中，Pt为价格总水平；Dt为家庭存款额；Rn，t为名义存款利率。家庭在（3）式的约束下，最优化跨期效用函数（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）式的含义是家庭为了实现效用最大化采取的最优消费和劳动力供给；（5）式为家庭的跨期消费行为；（6）式表明了家庭的最优货币持有量。

（2）中间产品厂商。厂商为家庭拥有，在垄断竞争市场中生产差异化产品。厂商从家庭雇佣劳动Nt，从金融机构借入资本Kt，用以生产Ym，t数量的产品，劳动力转移冲击为Ht。劳动力供给冲击不同，本文将劳动力转移引入中间产品厂商生产函数，而非家庭效用函数，这是因为：一方面，DSGE模型是建立在微观基础上的，根据家庭的劳动跨期替代实现经济波动的模拟，如果将劳动力转移直接引入家庭效用函数，那意味着代表性家庭是进行劳动力转移的家庭，从而遗漏非劳动力转移的家庭，使得模型不具有一般性；另一方面，劳动力转移是一个劳动资源优化配置的过程，在就业数量没有发生改变的前提下，劳动力转移会提升全社会的劳动生产率，这样的逻辑使得劳动力转移较容易进入厂商生产函数。参考本哈比博（Benhabib）和斯皮格尔（Spiegel）提出的道格拉斯生产函数设定形式[12]，将劳动力转移作为要素投入列入生产函数：

Ym，t=AtKtα（HtNt）1-α（7）

其中，α为资本产出弹性，且0<α<1；At为技术进步；HtNt被称作有效劳动，是家庭提供的劳动Nt和劳动力转移Ht的乘积。该生产函数表达式反映了中间产品厂商的生产不仅受技术进步的正向影响，还受到劳动力转移的正向冲击。

资本积累方程采用通用形式表示为：

Kt=（1-δ）Kt-1+It（8）

其中，δ为资本折旧率：It为当前投资额。假设厂商以Rk，t的价格租借资本Kt，在最小生产成本wtNt+Rk，tKt的约束下选择投入的资本和劳动数量，wt为实际工资水平，即wt=Wt/Pt，求解可得以下一阶条件：

Nt=Rk，tKtPtWt1-αα（9）

将（9）式带入生产函数，可得：

Ym，t=AtKt（HtRk，tPtWt1-αα）1-α（10）

将（9）和（10）式带入成本函数，得：

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

进而得到中间产品的边际成本函数：

MCt=1α1AtRk，t（HtRk，tPtWt1-αα）11-α（12）

（3）最终产品厂商。加总产出Yt仍为测度为1的DixitStiglitz连续统，在完全竞争市场，最终产品由中间产品加总而得：

Yt=∫10（Ym，t）εp/（εp-1）dm（εp-1）/εp（13）

其中，εp为产品的需求弹性，最优一阶条件为：

Ym，t=Pm，tPt-εpYt（14）

该式为中间厂商的产品的需求曲线，由于最终产品市场为完全竞争，最终厂商获取零利润，并由此得到最终产品和中间产品价格之间的关系：

Pt=∫10P1-εPm，tdf11-εP（15）

因为在垄断竞争市场中，中间产品价格Pm，t由中间厂商确定，假设中间厂商为其产出Ym，t选择的最优价格水平P*t服从卡沃（Calvo）的随机调整模型[13]，即设置新价格水平P*t的概率为ξp，而依据稳态通货膨胀率π调整的概率为1-ξp。可以进行价格调整的厂商依据要素需求和产品需求方程，通过最大化当期和未来收益确定最优价格水平：

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为t+i期的贴现值，（1-ξp）i为在接下来的i期不进行价格调整的概率，且Pt为非线性价格指数，表示为：

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

由（16）和（17）两式可得完全前瞻的凯恩斯主义菲利普斯曲线，该曲线反映了通货膨胀率如何随着边际成本的移动偏离其稳定状态：

π^t=βEtπ^t+1+（1-ξp）（1-ξpβ）ξpmc∧（18）

（4）金融机构。假设金融机构为完全竞争行业，吸收家庭存款，然后将存款贷给中间厂商，存款向贷款转化的方式为：

It=κ（Yt/Y）τDt（19）

其中，参数κ等于稳态下的贷存比，即贷款占存款比重，反映了金融机构将存款转化为贷款的平均水平。（Yt/Y）τ反映了贷款额还要受到经济运行情况的影响。金融机构利润函数为：

Πt=（1+Rk，t）πtIt-（1+Rn，t）Dt（20）

均衡时，金融机构的竞争使其利润为零，即Πt=0。

（5）经济总约束。产出由消费、投资和政府购买共同构成，形成经济的总体约束。

Yt=Ct+It+Gt（21）

（6）外生冲击。综上，在本文建立的基本DSGE模型中，对经济共有四种外生冲击，分别是劳动力转移波动、技术进步、政府支出和劳动力供给，四种冲击的变化趋势相同：

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为自回归系数，且界于-1和1之间，反映了冲击的持续性；H、A、G和L为变量的稳态值；4个冲击过程的随机扰动项eht、eat、egt、elt为独立同分布变量，服从期望为0、方差为σ2e的正态分布。

2.模型求解

首先对方程进行线性化处理，设经济指标的稳态水平为X，x^t定义为lnXtX，表示Xt的增长率，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，就可以对本模型做数值模拟。

三、参数校准

1.数据来源及处理

根据研究需要，本文处理的是1985～2012年度数据，来源于历年《中国统计年鉴》和《新中国60年统计资料汇编》。为了剔除通货膨胀的影响，本文利用各年消费价格指数将相关数据换算为1985年的不变价。用国内生产总值（GDP）的波动作为衡量经济周期的指标。对于劳动投入量数据，本文利用各年年末的就业人数作为各年的劳动投入量。考虑到我国就业统计的口径包括就业的城镇人口和全部农村劳动人口，失业人数只包括城镇失业人口，这意味着劳动力转移仅是劳动力工作地点的变化，而不是就业人数的变化。由于劳动力转移数据不会与就业数据产生冲突，故本文使用第一产业就业人数的变化衡量劳动力转移规模，因为第一产业从业人员在全社会就业结构中的比重越小，说明农村劳动力的转移数量就越多，这也是真正意思上永久性的由农业向非农产业的转移。对于资本存量数据，本文使用由戈德斯密斯（Goldsmith）提出的并被广泛采用的永续盘存法[14]，基期资本存量的计算参考赵志耘和杨朝峰的方法[15]，即K0=I0/（ω+δ），其中，ω是样本期真实投资的年平均增长率。永续盘存法的价格指数为固定资产投资价格指数，这被认为是较为合适的指标，但统计年鉴自1991年起才开始公布，本文使用消费价格指数对以前年度数据进行替代。

2.参数校准

模型的参数需要通过实际数据和现有研究校准获得。首先，与家庭相关的参数主要有消费跨期替代弹性σ、实际货币余额弹性替代弹性γ、劳动力供给跨期替代弹性η、主观贴现率β。现有研究对消费跨期替代弹性的估计大多是大于1的值，马轶群和李晓春使用与本文较为相近的数据估计的弹性为1.102[16]，因此，本文的σ仍取值为1.102。参照黄志刚的研究将实际货币余额弹性替代弹性γ校准为1/3[17]。参考仝冰的研究，将η校准为1[18]。1985～2012年居民消费价格指数平均上升了6.0%，故设定贴现因子β为0.943，根据1=β（1+Rn），将Rn校准为0.060。对于资本折旧率δ，通常假设每年折旧0.1。参考李松华的研究将金融机构对经济状态敏感性参数τ设定为1.12[19]。考虑到自2006年以来存贷比稳定在66.6%左右，本文校准贷存比κ为66.6%，由（21）式可得资本实际收益率Rk=1+Rnκ-1，Rk校准为0.591。其次，与厂商相关的参数主要有产品的需求弹性εp、资本产出弹性α、技术进步和劳动力转移的自相关系数及标准差。与罗滕伯格（Rotemberg）和伍德福（Woodford）的研究一致，产品的需求弹性εp取值为6[20]。目前，有较多文献对资本产出弹性进行了估计，很多研究直接参照已有估计进行校准，因为本文加入了劳动力转移要素，不能直接使用已有估计，笔者重新进行了估算，得到资本弹性α为0.621，劳动弹性为0.379。价格粘性参数ξp一般在0.5～0.85之间，本文设置为0.85。技术进步的自相关系数ψa及标准差分别为0.741和4.5%，劳动力转移的自相关系数ψh及标准差分别为0.983和2.4%。最后，稳态时社会总产出中居民消费占比C/Y是根据样本以支出法核算出的均值，为0.429，同时得出投资占比I/Y和资本占比K/Y，分别为0.401和4.01，进而可以得到G/Y为0.17。参考魏巍贤等人的研究，将家庭消费与政府购买支出的关系系数b设为0.651，政府购买支出自相关系数ψg及标准差分别为0.4767和4.82%[21]。劳动力供给自相关系数ψl及标准差分别为0.898和1.52%。具体校准参见表1。

四、数值模拟结果分析

使用以上校准的参数，通过MATLAB软件的迭代计算可得技术进步冲击、劳动力转移冲击、政府支出冲击和劳动力供给冲击的动态效应。

1.模拟经济与实际经济特征比较

表2给出了模拟经济与实际经济相关变量的标准差及相关系数，与实际经济特征比较可以反映出冲击对实际变量的影响。从表2中可看出，模拟经济解释了79.1%的实际产出波动，进一步说明本文选取的四个冲击源能够解释中国实际经济波动的主要部分。同时，模拟经济的资本标准差低于实际经济，这与现有研究一致，即模拟经济资本周期波动的解释力较低，这可能与传导机制有关，有证据表明，资本积累的跨期替代传导机制是较为微弱的[22]。消费、就业和劳动力转移标准差高于实际经济，这是在许多文献中出现的结果，一般认为模型夸大了消费等变量的周期波动性，对此，魏巍贤等人认为在模拟冲击后的经济变量时，为了满足稳态均值为零的假定，就会造成模拟经济与实际经济变量特征的差异，但通过比较两者特征的差异，在一定程度上可以反映出冲击对经济变量的影响[23]。因此，相比实际经济，模拟经济的外生冲击放大了消费、就业和劳动力转移波动，抹平了资本波动。本文使用各变量与产出的相关系数反映模拟的周期波动效果，可以发现模拟经济相关系数与实际经济相比，在周期波动的方向上完全相符，即实际经济中的消费、资本和劳动力转移波动均为较强的顺周期性，就业显示为较弱的逆周期性，模拟经济也呈现出同样的周期性，说明模型的模拟效果较好。

2.脉冲响应函数模拟结果分析

（1）劳动力转移对宏观经济变量的动态冲击。图2显示，劳动力转移冲击是持续下降的过程，并在考察期内为正，从影响程度看，劳动力转移要弱于技术进步，但是劳动力转移对各变量的影响具有长期性，这体现了在发展中国家劳动力转移的重要性。

图2劳动力转移对各变量的动态冲击

首先，看产出对劳动力转移冲击的动态响应过程。面对劳动力转移的正向冲击，产出在期初就实现最大值，然后呈现较为平稳的下降过程，持续到考察期结束。

其次，消费对劳动力转移冲击的响应是先升后降，总体为正。这是因为劳动力转移增加产出，更加丰富的产品提高了家庭消费效用，使得消费水平上升。劳动力转移冲击对投资的影响是正向的，是持续下降的过程，在前期下降明显，中后期无响应。对此的解释是，在规模收益不变的生产函数下，产出的增加要求劳动和资本要素的投入同时增加。资本存量对劳动力转移冲击的响应先升后降，但总体为正，这反映了投资的增加带动资本存量的上升。