中国就业波动和投资波动的福利效应.doc

研究领域：宏观经济学中国（大陆）就业波动和投资波动的福利效应分析一、引言福利分析在经济理论中占据着非常重要的地位，经济波动（周期）理论也不例外。在早期，人们普遍认为经济波动会降低社会福利，所以把重点集中在经济波动的产生原因及其形成机制。1987年卢卡斯首次用定量分析方法讨论了经济波动福利问题。他认为至少对美国而言，与经济增长相比，消费波动的福利影响微乎其微，几乎可以忽略不计。卢卡斯的这一观点立即引起了人们的争论。虽然在他之后有不少学者进行了大量研究，但到目前为止仍然没有定论（胡永刚、张运峰，2006）。近年来，国内有不少学者，如陈彦斌（2005）、陈彦斌、周业安（2006）陈太明(2007)等对中国经济波动福利效应问题进行了可贵的探索。这为进一步的深入研究奠定了基础。本文主要从以下三方面推进了他们的研究工作。首先，从时间上分析了改革开放以前经济波动福利效应；其次，考虑了中国长期存在的城乡二元经济状况，分别从城镇居民和农村居民进行讨论；最后，也是本文最重要的是，不仅考虑消费波动，而且考虑就业波动和投资波动。这一方面通过刻画消费波动的原因，使分析建立在必要的微观基础之上；同时也为宏观经济政策选择提供可能的参考依据。本文主要结论是：（1）从随机冲击对消费路径的影响角度，可以把波动福利影响区分为风险效应、水平效应和增长效应。（2）就业波动不仅会产生风险效应，也会产生水平效应。而投资波动则会同时形成风险效应和增长效应。（3）在中国（大陆），从全国角度和从城乡居民角度，消费波动特征具有明显差异。从全国角度，居民消费波动幅度改革以后有所提高。但从城乡角度，城乡居民消费波动幅度均有所下降。二者形成鲜明对比。（4）投资波动造成的波动福利效应明显大于风险效应。城乡之间，农村居民的波动福利效应明显大于城镇居民波动福利效应。全文的安排如下，第二节在简要介绍波动福利分析基本思路基础上，说明经济波动的风险效应、水平效应和增长效应。第三节通过构造只包含劳动单要素生产模型，阐述就业波动的风险效应和水平效应。第四节则构造只含资本的生产模型讨论投资的风险效应和增长效应。第五节分析中国（大陆）改革开放前后经济波动的福利效应。最后是主要结论与不足。二、经济波动的风险效应、水平效应与增长效应目前波动福利影响分析方法主要是由卢卡斯（1987）提出的期望效用等价法。这种方法基本思想是利用期望效用等价原则、通过对波动消费路径与确定消费路径效用比较来讨论波动对福利的影响。一、基本思路假设在一个经济体系中，所有经济主体完全相同，个体福利就等于社会福利。一个长生不老的代表性个体偏好为U(Ct)，其中U(.)为个体效用函数，满足通常的连续、单调递增、严格凹条件；CtC0、C1、C2、Ct 、为个体消费路径，Ct 为t时期消费，t=0、1、 。当经济体系存在波动时，个体消费路径为C t，对应期望效用水平为E U(C t)；当经济体系没有波动时，个体消费路径为CNt，对应效用水平为U(CNt)。在通常情况下，二者是不相等的，亦即：E 0U(C t) U(CNt)。问题是当我们要分析经济波动对个体福利影响时，直接比较E U(C Ft)与U(C Nt)并不能从经济上给出很好解释，而通过建立以下期望效用等价方程：E U ( （1+）C t) = U( CNt ) (1)把两个消费过程效用比较转化为消费过程自身比较。显然，表示当确定消费路径变为波动消费路径时，要保持个体福利不受影响需要对波动消费路径消费水平进行多大程度补偿。我们把它称为补偿系数。在文献中，从卢卡斯开始，人们通常把定义为波动成本。因而波动福利效应分析又称为波动成本分析。如果补偿系数为正，说明经济波动降低个体福利，具有负的福利效应；如果为负，说明经济波动提高个体福利，具有正的福利效应；如果为零，说明经济波动不影响个体福利。在给定个体偏好和消费过程条件下，通过解上述期望效用等价方程就可看出经济波动的福利影响程度。在上述过程中期望效用等价起着关键性作用，因此我们把这种计算方法叫做期望效用等价法。依据上述思路，我们也可以建立如下形式的期望效用等价方程：E 0U (C t)=U(（1-）CNt) (2)根据这一方程，可解释为从福利角度，波动使得个体消费下降了多大程度。显然，从不同期望效用等价方程出发，所计算补偿系数会有所不同。在具有解析解情况下有(1+) = 1/ (1-)。在目前分析中，人们绝大多数使用了方程（1）。不过在数值模拟时方程（2）计算更为方便。 前面的讨论是从波动消费路经与确定消费路径的比较来定义补偿系数，但现实中完全没有波动消费路径是不存在的，政府政策只是减少了波动程度，因此需要从两个波动幅度不同的消费路径来定义补偿系数。对于有波动消费过程C At、C Bt，如果使期望效用等价方程E 0 U ( (1+)C At ) = E 0U (C Bt)成立，则为消费路径C At相对于C Bt的补偿系数。如果C Bt为消除某一频率的周期波动消费路径，则为该频率周期波动的补偿系数。波动福利效应分析过程通常包括：（1）提出假设条件、建立经济波动模型。（2）求解模型，分别得到个体有波动和无波动条件下消费路径。（3）解期望效用等价方程。二、波动福利效应类型从上面可以看出，期望效用等价法是从一般意义上讨论波动对社会福利影响，并没有详细考虑消费波动的内在机制，即各种冲击是通过那些渠道来影响消费。事实上，后者正是经济周期理论的重点内容之一。下面从波动对消费路径不同影响出发，对波动的福利效应进行分类。对于波动消费路径C t和确定消费路径C Nt而言，如果前者各期平均水平和相邻两期平均增长速度与后者相同，即E 0C t=C N t，且E 0C t /C t-1=C N t /C N t-1，说明就整体而言，波动并不影响消费路径。只是在某些时期消费多一些、在另外一些时期消费少一些，平均消费水平并无影响。但从社会福利角度看，由于人们通常是风险规避的，消费边际效用递减。这样高消费水平时期多消费增加的边际效用不足以补偿低消费水平时期少消费同等数量所减少的边际效用，从而降低波动消费路径期望效用，即E 0U(C t)U(C Nt)。则补偿系数为负，经济波动具有正风险效应。如果人们是风险中性的，那么 E 0U(C t)=U(C Nt)。则补偿系数为零，波动不影响社会福利。如果在任意时期，有波动消费路径平均增长速度与确定消费路径增长速度相同，但前者各期的平均消费水平不等于后者，即E 0C t / C t-1 = CN t/CN t-1，E 0C t C N t。这表明经济波动不会影响消费增长，但影响消费水平。从理论上，可能有E 0C t C Nt，也可能有E 0C t C Nt/C Nt-1或E 0C t/C t-1 C Nt/C Nt-1。前者经济波动提高平均增长速度，后者降低平均增长速度。在起点相同（C0=C N0）条件下，增长速度越大，未来各期消费平水平越大，相应社会福利水平越高。我们把经济波动对社会福利这种影响称为增长效应。如果经济波动提高增长速度，说明增长效应为正，如果降低增长速度，说明增长效应为负。同样，此时由期望效用等价方程解出的补偿系数既包括增长效应，又包括风险效应。根据以上划分，容易看出人们对经济波动福利效应的主要争论。卢卡斯（2003）认为波动福利效应很小，主要是因为他分析的只是风险效应。没有考虑另外两种福利效应。巴列维（Barvely，2004）认为波动福利效应很大，主要是他认为存在增长效应。卢卡斯并不否认增长具有很强的福利效应。但他不认为波动会影响增长。三、就业波动及其福利效应本节通过构建模型则说明就业波动的福利影响。假设经济体系中，有无数个相同的个体组成。C表示代表性个体消费，N表示劳动。代表性个体偏好为： （3）模型中没有投资，产出全部用于消费。生产函数为：Y=AN =C，0。因此，1+-(1-)0。从（6）、（7）可知，当1时，就业与产出、消费的冲击响应相反，正向冲击使消费增加就业减少，负向冲击使消费减少就业增加；当=1时，随机冲击对就业没有影响，但正向冲击使消费增加，负向冲击使消费减少。从目前来看，第一种情况更可能符合现实。由于福利分析要考虑平均水平，因此从（4）、（5）得： （8） （9） （10） （11）在(1-)-0，从（8）、（9）可知当1时，波动使期望就业水平增加、期望消费水平减少；当=1时，波动对就业和消费期望水平没有影响。从福利角度出发，前两种情况意味着经济波动存在就业效应，前者提高福利水平，后者降低福利水平。最后一种情况是经济波动没有水平效应。但从（5）可知消费仍然存在波动，经济波动具有风险效应。另外，在(1-)-0时，波动对就业影响在1与1下与上述结论相反，而消费结论不变。在(1-)-=0时，波动不影响期望就业但影响期望消费。下面分析波动福利效应程度大小。从（5）可知，当 =0时，没有随机冲击影响。即A=1。此时， （12） 如果只考虑消费福利，利用（5）、（12）可建立如下期望效用等价方程： （13） 解得： （14）表示就业波动对个体福利总体影响大小，其中既包括风险效应，也包括水平效应。如果要分别考察二者大小，则从（5）、（9）、（12）可得： （15） （16）其中F 为水平效应补偿系数，R 为风险效应补偿系数。前者当1时为正，随机冲击通过减少就业、减少消费降低福利；当=1时，随机冲击不影响就业，没有水平效应。而风险效应总是降低个体福利。从（14）还可以看出，当(1+)=时，风险效应为负，而就业效应为正，二者相互抵消，波动不影响福利；当(1+)-0，即使存在正的就业效应，它仍然不能抵消风险效应作用程度；而当(1+)-0时，正就业效应大于风险效应，经济波动提高福利。由于目前实证研究表明，大于1，在1到4之间，小于1。那么风险效应和就业效应都为负。在上述模型中，我们假设各期随机冲击各期是相互独立的。各期的消费波动也是相互独立的。模型本质上可看作一个静态模型。这与趋势平稳的消费路径相对应。如果假设随机冲击具有持续性，那么消费波动具有持续性。当随机冲击是随机游走过程时，消费路径就是差分平稳类型。这时存在就业波动的增长效应。但这种增长效应完全是外生给定的。本身的经济含义不大所以不加详细讨论。下面的模型将说明各期独立的随机冲击如何通过投资产生波动增长效应。四、投资波动及其福利效应假设个体偏好为，产出即可以用来消费，也可以用来投资。初始资本(K0)给定。资本折旧率为100%。生产函数及资源约束如下： （17）其中log(At)服从均值为-2/2、标准差为正态分布。由个体优化选择可得： （18） （19） （20）从（20）可知，当等于1时，随机冲击不影响投资率；虽然投资仍然是波动的，但由于生产函数关于资本是线性的，资本边际产出并不递减，因此这种经济波动不会像第三节的就业波动那样，对消费平均水平产生影响。这也就是说投资波动不具有水平效应。当大于1时，随机冲击会提高投资率；这一方面会直接减少本期消费，降低本期福利，但另一方面也会通过投资量，影响消费增长率而影响未来福利。不过提高投资率并不一定能带来消费增长率提高，波动增长效应可能为正、也可能为负。因此波动对福利总影响并不明确。当小于1时，随机冲击会降低投资率；这一方面会直接增加本期消费，降低本期福利，但另一方面也会通过投资量，影响消费增长率而影响未来福利。投资率降低会使增长率下降，波动增长效应为负。随机冲击对福利总影响也是不明确的。利用（18）、（19）、（20）可以得到： （21）由（21）可知，当等于2时，随机冲击不影响期望消费增长率，经济波动不具有增长效应。当大于2时，随机冲击提高期望消费增长率，经济波动具有正的增长效应。当小于2时，随机冲击降低期望消费增长率，经济波动具有负的增长效应。因此，当小于1，波动增长效应为负，而大于1，波动增长效应正负并不明确。利用卢卡斯增长福利计算公式（Lucas,1987）可知，经济波动增长效应的补偿系数为： （22）利用（18）、（19）、（20）迭代出消费路径，再代入个体效用函数可得： （23）由（23）可知投资率越大，个体福利水平越高。因此，根据随机冲击对投资影响作用可知，当等于1时，随机冲击对个体福利的各种影响相互抵消；当大于1时，随机冲击的总影响是提高个体福利；当小于1时，波动总影响是降低个体福利。利用期望效用等价原理，不难解出： （24）由（24）近似部分可以看出，第1项与卢卡斯1987年的结果相同，它表示波动风险效应，后一部分则包括两种波动福利效应。一种是经济波动通过投资率直接影响消费与投资比例而产生的福利效应，一种是通过投资而产生的经济波动增长效应。而单纯增长效应程度为（22）。显然，当等于1时，波动不影响投资率。此时（22）为G = (2/2)/(1-) 。与（24）后半部分完全相同。从上述讨论可以看出，当有投资时，虽然各期随机冲击相互独立，但本期随机冲击会通过投资影响下期产出和消费，从而产生冲击积累机制。不足之处是，没有考虑资本边际产出递减规律作用。显然，当资本边际产出递减时，即使波动不影响投资率，资本存量波动也会使平均产出减少，降低个体福利。这一点与就业波动的水平效应类似。五、中国（大陆）经济波动福利分析众所周知，自新中国成立以来，中国（大陆）的经济发展具有两个明显特征是不可忽视的。一个就是在上个世纪70年代经济体制逐步从计划经济转向市场经济，另一个就是由于历史原因形成了较为严重的城乡分割。研究经济波动福利问题也是如此。事实上，陈彦斌、周业安（2006）、陈太明（2007）等人的分析主要不足是没有考虑到长期以来一直存在的城乡差异。下面首先分析居民消费波动特征，然后讨论波动福利影响。（一）、城乡居民消费波动特征在目前讨论经济波动文献中，人们往往首先采用HP滤波技术来确定经济时间序列数据长期趋势，然后在消除实际数据长期趋势基础上讨论波动问题。也有人采用直线回归方法确定长期趋势。显然，确定长期趋势的方法不同，消除趋势后的波动特征自然会有些差异。这里同时采用了这两种方法，并就二者结果进行比较。结果如下。表1：中国（大陆）城乡居民消费波动标准差 （%） 1952-1977 1978-2004 全国居民 农村居民 城镇居民 全国居民 农村居民 城镇居民HP滤波(HP) 3.6442 5.9587 4.2523 4.0496 5.3727 3.5534时间去势(TD) 7.2619 7.7777 5.9940 9.0868 7.3213 3.8549张、胡1 4.5 7.7 4.3 张、胡2 5.0 9.4 5.3备注：（1）表中的1、2两行是作者对中国城乡居民实际消费对数进行计算所的。所用的原始数据来自中国统计出版社2005年12月出版的新中国五十五年统计资料汇编，其中居民消费名义数据来自表1-11，价格数据来自表1-29。由于城镇居民消费价格指数在1978年、农村居民消费价格指数在1985年以后才有。在没有该项数据之前都采用全国数据。计算中使用的软件为Eviews4.1。（2）张、胡指张耿、胡海鸥（2006），1表示使用HP滤波结果，2表示使用时间去势结果。他们分析的时间样本为1978-2003。数据来自原表4。从表1可以得出以下三点结论。（1）利用时间去势方法衡量的居民消费波动幅度明显大于HP滤波方法(HP)得到的结果。这是由于后者在滤波中把部分中长期波动作为长期趋势，只考虑短期波动；而时间去势方法滤波(TD)结果包含了所有波动。这一点在全国居民消费波动最为明显。当然，正如陈太明（2007）所言，1978年以后居民消费在1990年出现趋势转折，这也会造成时间去势结果偏大。张耿、胡海鸥（2006）从城乡居民消费波动角度也得出类似结论。如果考虑转折点的时间去势，消费波动标准差会有所降低。（2）是否考虑城乡差异对改革开放前后居民消费波动的变化趋势影响很大。如果仅从全国角度，不管是HP滤波方法还是时间去势方法，居民消费波动标准差都是改革开放较大。分别从3.6442%、7.2619%上升为4.4096%、9.0868%。这暗含以市场化为导向的改革开放政策扩大了经济波动。而一旦考虑城乡差异，结论完全相反。从农村居民来看，消费波动标准差分别从5.9587%、7.7777%降低到5.3727%、7.3213%；城镇居民消费波动标准差则分别从4.2523%、5.994%降低到3.5534%、3.8549%。这都意味着改革开放政策降低了经济波动。二者结论完全相反。这非常清楚地表明分析中国经济波动问题不可忽略城乡差异。（3）在城乡之间，农村居民的消费波动始终大于城镇居民的消费波动。从绝对水平看，两种不同去势方法下，改革前农村居民消费标准差比城镇居民分别高出1.7064%和1.7837%；改革后，这一差距扩大到1.8193%和3.4664%。在这一点上，这与张耿、胡海鸥（2006）的结论是一致的。从数据本身看，主要是因为改革后城镇居民消费波动幅度大幅下降，而农村居民的降幅相对较小。而从更深层次看，原因是市场化以后，政府在改革中逐步完善的失业、养老、医疗等社会保障方面政策为降低减少城镇居民市场风险、稳定消费水平起到积极作用。而农村居民则是自身承担了相对更多的市场风险，自身稳定消费能力有限。（二）、经济波动的福利效应在前面分析中，我们都是假设技术冲击的标准差。在研究经济波动文献中，很多人是利用资本和就业数据，通过估计索洛剩余方法来确定技术冲击标准差。由于考虑到这种方法对资本和劳动数据要求较高，而中国（大陆）这两方面数据质量都有待于提高。同时经济波动福利分析更多的是强调消费福利，因此这里用消费标准差反推出随机冲击标准差，然后进行分析。从公式（5）可知，消费波动标准差为。从（18）可知，消费路径为差分平稳类型。该路经上相邻两期消费对数之差的波动项就是随机冲击。因此消费波动标准差等于随机冲击标准差。就业波动的福利效应程度衡量使用公式（14），投资波动的福利效应程度衡量使用公式（24）。对于生产函数系数（），它通常表示劳动收入占国民收入的总比例。西方文献对此争论较少，一般在0.6到0.75，通常为0.75（Canzonneri, Cumby, & Diba, 2004）。而国内的估计结果与西方差异较大。代表性研究结果（沈利生）认为0.3到0.5，通常为0.35。对于居民偏好参数问题，这里主要涉及相对风险规避系数（）、费氏劳动供给弹性系数（Frisch elasticity of labor supply，）和时间偏好率（）。在西方文献中，大多数人认为相对风险规避系数在1到4，通常取1；费氏劳动供给弹性系数为3到20，通常取3；年时间偏好率0.9到0.98，通常取0.96（Canzonneri, Cumby, & Diba, 2004,）。在国内，人们对时间偏好率争论不大，而费氏劳动供给弹性系数较少涉及，有些人在讨论消费问题时涉及到相对风险规避系数估计问题。这里列出部分研究结果。表2：中国城乡居民偏好参数估计结果研究者 样本 参数 陈学彬、杨凌、方松 全国居民1978-2002 1.2875顾六宝、肖红叶 全国居民1986-2002 3.169周 健 农村居民1978-2003 4.1442李勇辉、温娇秀 城镇居民1991-2003 4.027杜海涛、邓翔 农村居民1978-2002 10.51 城镇居民1978-2002 15.286备注：（）原文大多是直接给出估计结果，这里列出的偏好参数是作者根据其估计结论推算得来。（2）考虑到本文使用的是相对风险规避系数不变类型偏好，即CRRA效用函数。个体总效用为：。对于陈学彬等人同时使用的其它类型效用函数，估计结果不详加分析。（3）数据均为年度数据。由表7.8可以看出，研究者对中国城乡居民偏好参数的估计结果差异很大。综合国内外相关文献，这里的参数取值如下：生产函数参数为0.35，时间贴现因子以0.96为基准，相对风险规避系数为4，费氏劳动供给弹性系数为3。具体计算结果如下。表3：中国（大陆）经济波动福利效应程度 （%） 1952-1977 1978-2004 全国居民 农村居民 城镇居民 全国居民 农村居民 城镇居民就业波动(HP) 0.2830 0.7567 0.3854 0.4144 0.6151 0.2691投资波动(HP) 26.1586 69.9380 35.6170 38.3085 56.8500 24.8713其中风险效应 0.2656 0.7101 0.3617 0.3889 0.5772 0.2525就业波动(TD) 1.1258 1.2892 0.7530 1.7598 1.1424 0.3167投资波动(TD) 104.466 119.155 69.5933 162.642 105.581 29.2709其中风险效应 1.0564 1.2098 0.7066 1.6520 1.0720 0.2972备注：（1）表中的1、2两行是根据HP滤波的消费波动标准差计算的福利效应，3、4两行是根据时间去势的消费波动标准差计算的福利效应。从表3可以看出，以下三点结论，（1）就业波动的福利影响主要是风险效应。它所产生的水平效应相当有限，大约是风险效应的6.6%。而投资波动的福利影响主要是增长效应。它所产生的增长效应远远大于相应的风险效应，大约是后者的98.5倍。这一点与巴列维（Barvely，2004）有关美国的结论是基本一致的。（2）改革开放以后，经济稳定程度明显提高。经济波动给广大城乡居民所造成的福利损失明显下降。不管是就业波动，或者是投资波动，福利损失都有所减少。其中城镇居民体现得更为明显。这说明我国1978年以来的“渐进式”改革开放政策适合我国的基本国情，各项措施得当，社会安定人们生活水平稳步提高。这与前东欧以及前苏联的“大爆炸”式经济体制改革形成鲜明对比。（3）城乡之间，城镇居民经济波动福利损失明显小于农村居民。直接原因是由于农村居民消费波动幅度较大。从表面上看，通过众多媒介宣传，人们似乎感到市场化改革给城镇居民带来了许多风险，农村居民相对风险较小。其实不然，绝大多数农村居民，不仅承受市场风险，同时还要直接承担自然灾害造成的风险。进城“农民工”似乎是农村居民向往城市生活，实质上是农村生活的艰难与窘迫，大多数人进城也是无奈之举。由此看来，政府当前的新农村建设、完善农村居民社会保障机制是非常必要的。当然也可通过加快城市化进程，使更多的“农民”转变为“市民”，大幅度降低农村人口在总人口的比重来加快经济和社会发展。需要说明的是，这里计算的就业波动福利效应结果要谨慎对待。这里使用的是代表性个体模型，就业波动反映在劳动时间上。事实上，劳动市场上的个体差异对就业具有非常重要的影响。我们不能忽略这一因素。在理论层面，研究人员更多的是分析时也存在的原因及其解决方法；在现实中，由于绝大多数人是靠劳动获得收入而求得生存，所以说就业不仅是一个经济问题，同时也是社会问题。这里对的分析忽略了这些因素，结论自然会有一定的局限性。六、主要结论综合上述讨论，本文主要结论可总结如下：从随机冲击对消费路径的影响角度，可以把波动福利影响区分为风险效应、水平效应和增长效应。就业波动不仅会产生风险效应，也会产生水平效应。而投资波动则会同时形成风险效应和增长效应。在中国（大陆），从全国角度和从城乡居民角度，消费波动特征具有明显差异。从全国角度，居民消费波动幅度改革以后有所提高。但从城乡角度，城乡居民消费波动幅度均有所下降。二者形成鲜明对比。投资波动造成的波动福利效应明显大于风险效应。城乡之间，农村居民的波动福利效应明显大于城镇居民波动福利效应。本文的主要不足主要有，一是对劳动波动的考察使用的是代表性个体模型，就业波动只反映在劳动时间变化。事实上，现实中劳动市场的研究重点是失业问题。个体的异质性差异具有十分重要的影响作用。代表性个体模型是无法反映这一点的。因此对就业波动潜在的严重福利影响必然估计不足。二是就业波动和投资波动分析是在两个模型中进行的，无法考察二者的相互作用。自然也难以直接看出宏观经济政策在稳定经济运行方面的积极作用。下一步可考虑在一个同时包含劳动和资本的生产模型中克服以上缺陷，更深入地分析中国经济波动福利问题。主要参考文献1.陈太明，中国经济周期的福利成本：19782004，数量经济技术经济研究，2007年第1期。22-29。2.陈彦斌，中国经济增长与经济稳定：何者更为重要？，管理世界，2005年第7期，6-21。3.陈彦斌、周业安，中国商业周期福利成本，世界经济，2006年第2期，11-19。4. 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