部门劳动力流动与最优货币政策

在第2节的程式化模型中，有约束的e-cient分配的特点是价格不稳定（假定工资总是不稳定的），而在第4节的完全边界模型中，它需要一个不稳定的价格和不稳定的工资均衡（假定存在粘性工资）。在模型的均衡条件下，社会计划者最大化调整了惩罚项的家庭效用呈现值，以考虑零下限约束，t=et“∞xs=0EbsβSU(xt+s,nt+s)-wr(Rt+s-r)#，(29)。下面讨论的这一特性允许以很高的概率避免零下限。然而，在分析中，以消费当量计算的福利损失不包括惩罚项。继Schmitt-Grohe和Uribe(2007)之后，我们对该模型的平衡条件在确定性稳态附近取了二阶近似。特别地，我们在Ramsey平衡点的稳态附近取近似。类似于文献中的许多其他NK模型（参见例如，Schmitt-Grohe和Uribe，2007；Levine等人，2008年；Cantore等人，2019年，等等），拉姆齐均衡中的总折合率的稳态值非常接近于统一，这意味着折合稳定状态几乎为零。正如上文所预期的，由于名义利率理论(2007)上的零下限(ZLB，从今以后）不容易解释，表明在折合稳定状态为零和稳定状态不扭曲的情况下，在卡尔沃和罗腾堡模型下，中央银行面临的政策贸易是相同的。在我们所有的模拟中，按年计算，脉动的稳态最多为0.0335%，即非常接近于零。实际上，在完全最优稳态附近用二阶近似求解的模型的冲激响应和在零入射稳态附近求解的模型的冲激响应是完全可以区分的。这与Ascari和Ropele(2007)的观点一致，他们指出，在零稳态时的amodel模型中的冲激响应与稳态在2%以下的模型中的冲激响应非常相似（按年计算）。最后，当我们使用剪枝方法时，稳态是不失真的（seeSchmitt-Grohe and Uribe，2007和Andreasen et al.，2018)。因此，我们期望假设Calvo pricingscheme将得到非常相似的结果。在使用扰动方法时，我们遵循Schmitt-Grohe和Uribe(2007)和Levineet Al.（2008）并在（29）中引入一个术语，惩罚名义利率与其稳定状态的大偏离。因此，这种近似ZLB约束的施加转化为适当地选择权重Wr，以实现任意低的每次达到ZLB的概率，Pr(ZLB)Pr(Rnt<1)，我们将其设置在小于0.01的foreach校准。我们通过数值搜索策略参数的组合和区间D的权重，使家庭效用的现值最大化（29）来优化利率规则（13）。在这样做时，我们遵循Schmitt-Groheand Uribe(2007)和Petrella等人。（2019）并证明了ρr[0,1]的支持度和απ，αy，αyis[0,5]的支持度。参数范围被修改以保留策略规则的可实现性。例如，正如Schmitt-Grohe和Uribe(2007)所解释的那样，消极或过大的积极因素将是无法传达给决策者或公众的邪教。我们的最终目标是揭示在流动(τ)中赋予部门D的最优权重是如何与部门劳动力流动程度相匹配的。因此，我们考虑了三种部门劳动力流动的情况(λ={0.10,1,∞}），并比较了在Ramsey政策下的福利损失，如Schmitt-Groheand Uribe(2007)所示。

特别是，对于与给定的泰勒型利率a相关联的制度，福利损失被隐式地定义为asE(∞xt=0βtu(1-ω)XRt，nrt→)=E(∞xt=0βt→uxat,3.2劳动力流动程度的影响为了讨论利率规则的福利性质(13)，表1报告了它的优化参数以及相关的福利成本ω.本分析的主要新奇之处涉及在部门D中分配的最优权重（即τ）与部门Allabor流动程度λ之间产生的反比关系。表1的顶板表明，在非对称模型（情况(i)）中，λ显然不改变τ。事实上，这两个部门具有相同的价格粘性，所生产的商品的尺寸和耐久性（两种商品都是非耐久性的），并且在wrandλ的双参数下处于接近于零的最优稳态。使用从0到80的网格表示wr，从0.1到∞表示λ,最优稳态进一步略微下降（上升到0.02个百分点，按年计算）随着wrand/或λ的增加，λρrαπαyαyτ100×ω(i)对称模型∞1.0000 0.0082 0.0217 0.0000 0.5000 0.00021 1.0000 0.0086 0.0214 0.0000 0.5000 0.00040.10 1.0000 0.0101 0.0202 0.0000 0.5000 0.0012(ii)异质价格粘性C=60,D=0∞1.0000 0.0040 0.0215 0.0000 0.0000 0.00021 1.0000 0.0042 0.0221 0.0000 0.0373 0.00020.10 1.0000 0.0044 0.0231 0.0000 0.0709 0.0003(iii)异质价格粘性C=120，D=0∞1.0000 0.0076 0.0197 0.0000 0.0000 0.0000 0.0079 0.0202 0.0000 0.0184 0.00030.10 1.0000 0.0085 0.0213 0.0000 0.0710 0.0000000 0.2842 0.00021 1.0086 0.0214 0.0000 0.3195 0.00030 0.0000 0.3195 0.00030 0.35041 0.8229 0.3802 0.0796 0.0530 0.25310.10 0.9521 0.3026 0.1676 0.496 0.236.0.3199.0.3198.0.3199.对称和非对称模型中的最优货币政策规则对称冲击，因此中央银行认为在每个部门的波动中给予同等的权重(τ=0.50)是最优的。准确地说，这两个部门都受到部门扰动的影响，但模型的完美对称性和部门冲击是从这些分布中提取出来的这一事实意味着，平均而言，部门特定的冲击是相互抵消的。相反，其余的面板表明，当模型考虑了三种异质性中的一种时，部门劳动力流动性A的程度会影响部门D的最优权重。至关重要的是，我们揭示了λ-劳动力流动程度-和τ-部门D中的最优流动权重之间的反比关系。如果部门没有更容易获得的价格（情况(ii)和(iii))，或者如果部门较小（情况(iv)，或者如果它生产耐用品（情况(v))，较低的劳动力流动意味着部门D中的最优流动权重增加。在完全劳动力流动的情况下，当部门D中的价格是容易获得的，中央银行几乎完全关注（粘性价格）部门C中的流动，这与Aoki(2001)和Benigno(2004)中的结论是一致的。然而，随着部门流动性的降低，中央银行在波动中给予部门D一定的权重，而τ上升，无论平均价格粘性是减半（通过保持C=60，情况(ii)）还是保持不变（通过设置C=120，情况(iii)）。有趣的是，当总体价格粘性保持不变(C=120,D=0)时，优化参数对运动和输出间隙的响应与对称情况非常相似。

实质上，相对于对称模型，中央银行认为，在保持对总体产出和产出缺口的反应虚拟地变化的同时，将产出的度量调整到目标（通过调整τ)是最优的。附录C中的表C.1表明，对于总价格粘性的交替分布(C=90,D=30)和两个额外的（中间）劳动力流动程度（例如λ=0.5和λ=3)，这也是成立的。在定性上，同样的结论适用于一个模型，在这个模型中，D部门占总消费支出的30%。在这方面，随着劳动力流动的减少，中央银行最优地给D部门分配更高的权重，如果D部门超过了该部门在总消费支出中的份额。直观地说，ceteris paribus，中央银行在一个较小的扇区的旋转中施加了较小的重量（如Benigno先前所示，2004)。然而，随着劳动力的流动性减少，部门波动率和相对价格增长的波动（如第2.6节所解释的）。在劳动力流动受限的情况下，最优货币政策以稳定相对价格为目标，增加了与较小部门相关的最优冲击权重（相对于完全劳动力流动下的最优冲击权重）。最后，当D部门生产耐用品时（如2.5节所述），在保持相同的部门价格粘性的情况下，我们发现λ和τ之间存在相同的反比关系，并且相对于其他情况，E列的冲击权重增大。对耐用品部门施加较小的冲击权重符合Petrella等人的观点。Barsky等人指出，耐用品的影子价值是具有低折旧率的耐用品的固有特征。（2007年）。特别地，对（21）应用重复向前替换得到QtUC,t=p∞s=0(1-δ)sβ集[UD,t+s]。对于较低的折旧率，最优货币政策除了调整D部门的最优权重外，随着劳动力流动性的减少，总体上变得更加灵敏。在所有情况下，对于较低的劳动力流动程度，要么对内部流动的响应和产出缺口都较大（异质价格粘性的两种情况和考虑利率惯性后具有持久性的模型），要么对内部流动的响应的增加大于对产出的响应的减少（对称模型和异质规模的情况）。对于考虑i=π，y，Δy，ρr<1，一旦参数化γiαi1-ρr，这一定义也扩展到ρr<1的情形。正如第2.6节的分析性讨论和第2.8节报告的脉冲响应所表明的那样，劳动力流动受限的日益严重导致了相对价格和产出缺口的更大的结果，这需要中央银行做出更有力的反应。正如第2.6节分析所示，我们的直觉是，在劳动力流动较少的情况下，对部门冲击的调整不容易通过数量（通过劳动力本身的重新分配）来实现，因此工资需要进行更多的调整。有价证券的波动导致D部门生产的商品相对价格的更高波动性，中央银行认为在消费中对D部门的权重比其他情况下相对更大是最佳的。事实上，在准劳动力流动下，相对价格Qt的标准差在所有情况下都大于在有限和完全劳动力流动下。正如第2.6节中的分析所示，在存在耐用品的情况下，劳动力流动性程度对相对价格波动性的影响被放大。

给出一个量化的想法，在耐用品的说明性数字练习中，准劳动不动下，相对价格的波动性分别是有限流动性和完全流动性下的1.3倍和1.8倍。我们还发现，几乎在所有情况下（除了我们引入耐用品时），中间平滑参数都达到了1的上限，从而表征了价格水平规则的方程（13）。总而言之，我们的结果揭示，通过影响D部门生产的商品相对价格的波动性，劳动力能够重新分配其他部门的程度，在很大程度上取决于耐用品在未来的边际效用。因此，暂时的冲击并不影响耐用品的边际效用的未来值，即使总和的某些项明显偏离了稳定状态。假定耐用品的影子价值近似不变，则相对价格QTA的变动会被非耐用品边际效用的变动所补偿。因此，央行通过稳定相对价格和Viceversa来实现非持久性产出的稳定。正如Giannoni(2014)所讨论的那样，价格水平规则通过在价格制定者的一种完全前瞻性的行为中引入一定数量的历史依赖，从而降低了波动性，从而比泰勒型规则提供了更好的福利结果。类似的结果在其他情况下也存在，例如Melina和Villa研究的带有金融摩擦的新凯恩斯模型(2018)，以及Cantore等人研究的带有最佳货币和金融政策的模型。（2019年）。此外，McKnight(2018)证明，即使在部分向后看的菲利普斯曲线下，即由于价格指数，价格水平规则也是可取的。每当部门表现出异质性来源时，对货币政策的优化设计很重要。根据前人的研究，中央银行在价格粘性较低的部门(D)中最优地分配了较小的权重；或较小的经济规模；或者生产耐用品。重要的是，我们的结果表明，较低程度的部门劳动力流动性，即平均数，增加了这个最优权重，因为它放大了相对价格的演变，尤其是在耐用品存在的情况下。这些发现增加了另一个挑战标准中央银行仅根据经济规模计算部门权重的做法的理由，并揭示了部门流动性程度在最优计算中的重要作用。3.3决定在考虑的所有情况下，无论最优政策是否以价格水平规则为特征，不确定性都不是一个问题。首先，Giannoni(2014)证明了任何具有正coe cients的价格水平规则都会产生一个确定的均衡。此外，Bauducco和Caputo(2020)表明，价格水平目标规则并不要求泰勒原则的确定性成立。当我们发现最优货币政策以惯性规则(ρr<1)为特征时，我们就会发现泰勒原理是充分的，实际上，遵循Schmitt-Grohe和Uribe(2007),泰勒规则（13）可以重新参数化，指出αi=(1-ρr)γi，对于i=π，y，θy。因此，根据每个αi、ρr的最佳值恢复反馈参数γ是可能的。在所有情况下，我们发现γπ=απ1-ρr>1，这满足了泰勒原理。这与以前关于确定性的贡献是一致的。卡尔斯特罗姆等人。（2006）表明，γπ>1是两部门劳动力完全流动或无部门流动、价格粘性对称且一部门价格合理的两部门模型中确定性成立的必要条件。

更一般地说，如果两个扇区表现出非零的价格粘性，那么确定性还取决于对相对价格粘性和偏好参数的限制，因此γπ>1只是一个最基本的条件。他们的结论是，无论中央银行的目标是总体还是部门的冲击率，反应参数对冲击率的限制都是成立的。而Carlstrom等人。（2006）关注泰勒规则，它只反应在流动中，Ascari和Ropele(2009)建立在Woodford(2003)的基础上，考虑一个泰勒规则，既反应在流动中，又反应在产出缺口中。结果表明，在零运动趋势下，γπ>1保证了不受反应参数对输出间隙的影响的确定性。此外，它们还表明，计入利率惯性使得决定区域变大。在第4.3节和附录G.4中所报告的完全边界两部门模型的分析中，我们也发现了确定性。下一步是将我们的分析扩展到完全边界两部门新凯恩斯主义模型，该模型具有一系列丰富的实际和名义摩擦和结构冲击，最重要的是，上面研究的三个异质性来源。使用这个中等规模模型的目的是双重的。首先，我们想要验证我们的主要结果，即劳动力流动性和最优体重τ之间的反比关系，并不取决于第2节中提出的模型的简单性。其次，我们想对不考虑劳动力流动所造成的福利损失提供一个定量的评估。为此，有必要添加实际和名义摩擦，以帮助模型更好地分析数据（参见Christiano et al.，2005，Smets and Wouters，2007)。拟合数据对于获得劳动力流动程度的合理估计也是至关重要的，结果表明，该估计接近于Horvath(2000)和Iacoviello和Neri(2010)的估计，如Fuhrer(2000)、Christiano等人的开创性贡献所示。（2005）和Smetsand Wouters(2007)的研究表明，非耐用品消费中的习惯形成允许模型产生驼峰形的消费反应，这与经验证据是一致的。Smets和Wouters(2007)强调了投资调整成本核算的重要性，他们表明这是他们模型中最相关的实际摩擦。此外，Iacoviello和Neri(2010)，我们的模型非常接近，报告说，去除实际和名义摩擦会恶化模型匹配标准差和模型变量与数据的互相关的能力。此外，它们还表明，部门劳动力流动的重新估计是最合适的参数。就名义刚性而言，两篇论文都采用了一个部门（如。Christiano et al.，2005和Smets and Wouters，2007)和两部门模型（例如。Iacoviello and Neri，2010和Cantelmo and Melina，2018)表明了它们的经验相关性。此外，在第二节的程式化模型中研究的三种异质性形式（关于生产的商品的名义刚性程度、规模和耐久性）的添加与两部门经济中的最优货币政策设计有关。Erceg和Levin(2006)证明了生产的商品的耐久性如何使中央银行在没有耐久性的模型中更严重地稳定生产和产出之间的贸易。在类似的背景下，Petrella等人。（2019）表明，在耐用品行业中，增加较少的重量是最佳的。最后，正如byAoki(2001)、Benigno(2004)和Bragoli等人所证明的那样，名义刚性和部门规模对最优货币政策的实施至关重要。

(2016)，根据thatIn Cantelmo and Melina(2018)的一般处方，我们表明，在使用相同样本的相似数据估计的类似模型（但不限制劳动力流动）中，去除各种摩擦会显著恶化模型的结果。名义刚性较低和/或规模较小的部门在目标的影响聚合器中应该得到较少的权重，但权重不一定与该部门的规模一致。我们接下来用耐用品对第2节描述的模型进行扩展。然后我们将模型引入数据，并对最优货币政策进行分析。4.1模型扩展我们仍然根据Xi,t=C1-αi,TDαi,t来汇总非耐用品和耐用品消费，但我们在前者考虑了外部习惯形成（如Fuhrer,2000）和后者考虑了投资调整成本（如Christiano et al.，2005)。特别地，我们加上以下方程:CI，t=Zi，tζst-1,(31)st=ρcst-1+(1-ρc)Zt，(32)，其中Zi，是家庭的非耐用消费水平；St，ζ（0,1）和ρC∈(0,1）分别是习惯形成的存量、程度和持久性，而Ztree表示所有家庭的平均消费量。投资调整成本可持续意味着耐用品（19）的运动规律现在是asDi,T+1=(1-δ)Di,T+eItIDi,T“1-SIDi,tIDi,T-1！#，(33)其中EITI代表投资特定的冲击。调整成本函数S(·)满足S(1)=S(1)=0且S(1)>0，我们假定其为二次函数:Sidtidt-1=φidtidt-1-1,φ>0(Christiano et al.，2005)。在Rotemberg(1982)中，我们还以二次调整成本Φjt=wj wji,twji,t-1πct-πC wjtnjtas的形式引入了部门水平上的名义工资粘性，其中wji是家庭在部门内获得的实际工资总额j=C，d。因此，预算约束（20）的左边以附加项Φjt为特征，同时我们添加了关于投资耐久性IDi，t，以及实际工资wji,t:1=ψteit1-s idtidt-1-s idtidt-1idtidt-1++Et(λt,t+1 T+1 IDT IDT+1 IDT#)，(34)0=1-ew,JTη+ew,JTη～μTJ-WJπW,JTTMCπW,JT++Et“λT,T+1 WJπW,JT+1-πCπW,JT+1WJT+1NJT+1WJTNJT#，(35)其中，φ是附加在约束（33）上的拉格朗日乘子。方程（35）是部门j=C，D中的wagesetting方程，其中～μtjwjtmrsjtis是部门工资加价，Mrsjt-UjN，tUC，tis是部门j中消费和休闲之间的边际替代率，UjN，tis是部门j中工作的边际负效用，πw，jtis是部门总工资的波动率和ew，jtis是部门特定工资加价冲击。除了冲击之外，经济的供应方基本上没有变化。事实上，我们加入了部门价格上涨（或成本推动）冲击ejt，j=C，D，这些冲击是对跨商品j的内部替代弹性的冲击。此外，为了与我们的观测结果相一致，我们去掉了部门对劳动生产的冲击，因此，在部门价格确定方程（11）和（12）中，这些生产函数（9）被yjω，t=eatnjω，t，(36)所代替，而参数jare乘以外生扰动ejt。此外，在Erceg和Levin(2006)的基础上，我们假设ZF购买非耐用品。由于还考虑到部门工资粘性，部门市场清算条件（15）和（22）现在改为ASYCT=CT+EGT+CπCT-πC+YCT+ΦCT，(37)YDT=IDT+DπDT-πD+YDT+ΦDT。（38）我们仍然采用货币政策规则(13)，然而，现在的产出将在没有名义僵化和加价冲击的情况下占上风。

最后，与Smets和WoutersWe一样，我们使用总GDP数据来识别对劳动生产率的总冲击，而部门波动率数据允许我们识别成本推动冲击并估计部门价格参数。(2007)，工资加价和价格加价冲击遵循ARMA(1,1）过程，而其余冲击按照AR(1)过程移动。4.2贝叶斯估计模型用贝叶斯方法估计。Kalman firefiilter被用来评估参数的先验分布，再结合参数的先验分布，得到后验分布。然后，利用Monte-Carlo-Markov-Chain Metropolis-Hastings(MCMCMH)算法从后验分布中生成一个样本进行推理。我们在1969年第二季度至2007年第四季度，不考虑大衰退和零下界制度，通过使用美国的数据：国内生产总值、耐用品消费、非耐用品消费、部门实际工资和工作时间、非耐用品部门的波动、耐用品部门的波动和名义利率，对模型进行了估计。考虑到部门价格参数在我们分析中的重要性，我们选择了与Cantelmo and Melina(2018)相同的样本和可观察数据（部门工资除外），以便我们能够验证我们的结果与他们的证据一致。以下测量方程将数据与模型的内生变量联系起来:yot=γ+yt-yt-1,(39)iod，t=γ+id，t-id，t-1，(40)cot=γ+ct-ct-1,(41)wc，ot=γ+wct-wct-1,=πc+πct,(46)πod,t=πd+πdt,(47)rot=r+rt,（48）其中γ是GDP、耐用消费品消费、非耐用消费品消费和实际工资的共同季度趋势增长率；在非耐久和耐久行业中，π和π分别高于季度平均增长率；r是联邦基金季度平均利率。工作时间被贬低，因此在相应的测量方程（44）和（45）中不需要常数。带有A的变量与它们自己的稳定状态成对数偏差。校准和先验。表2列出按季度频率校准的结构参数。贴现因子β等于0.99的常规值，意味着4%的年稳态毛利率。根据Monacelli(2009)，我们将耐用品的折旧率δ定在0.010，即年折旧4%，耐用品在总支出中的份额α定在0.20。为了使两个部门的grossmark-up达到1.20的稳定状态，两个部门间的部门替代弹性为C、Dequal6。我们的目标是5%的稳定状态总工资涨幅，因为我们将劳动力市场的替代弹性η设为Zubairy(2014)中的21。偏好参数yen设为稳定状态总工作小时数为0.33。政府产出比gyis校准为0.20，与数据一致。参数和冲击的先验和后验分布见表3。我们将反Frisch弹性系数的先验平均值设为0.5，与Smets和Wouters(2007，SW)估计的Frisch弹性系数为1.92大致一致。我们同样遵循SW，将习惯参数ζ的先验均值设为0.7，利率调节参数ρR设为0.80，并假设中央银行对冲击的反应比对产出的反应更强。我们将度量方程中常数的先验均值设置为数据集中的平均值。一般情况下，我们使用贝塔分布的所有参数界于0和1。我们用逆Gamma(IG)分布来表示冲击的标准差，并为其设置了一个2自由度的宽松先验，我们为物价和工资的Rotemberg参数选择了一个Gamma分布，假定它们是非负的。

在aCalvo世界中，价格粘性参数被分配为与firerms相对应的sameprior分布，平均重置1.5个季度左右的价格。最后，我们遵循Iacoviello和Neri(2010)，他们为劳动力供给的时间内替代弹性λ选择了一个正态分布，先验均值为1，这意味着劳动力流动程度有限，标准差为0.1。我们在表3的方括号中报告了参数的后验均值和90%的概率区间。与文献一致，劳动力流动性参数λ估计为1.2250，这意味着劳动力市场中的摩擦程度不可忽略。的确，Horvath(2000)估计回归方程的值为0.999，而Iacoviello和Neri(2010)估计储户的值为1.51和1.03，参数值/目标贴现系数β0.99耐用品折旧率δ0.010耐用品占总支出份额α0.20替代弹性非耐用品替代度耐用品劳动替代度η21偏好参数'An=0.33政府占产出份额Gy0.20表2：估计的低部门劳动力流动性也符合Jovanovic and Mo-Tt(1990)和Lee and Wolpin(2006)报告的计量经济证据，他们估计美国转换部门的高成本。此外，在calibratedmodels中，有限的劳动力流动性通常被设定为λ=1（见Bouakez等人，2009年；Petrella和Santoro，2011年；Petrella等人，2019年；除Bouakez等人外）。（2011）谁探索值在0.5和1.5之间。我们的估计非常接近Horvath(2000)、Iacoviello和Neri(2010)的估计值，也非常接近那些雇员在校准模型中估计的值。耐用品行业的价格估计略有粘性，这两个行业之间没有统计意义，正如Cantelmo和Melina(2018)的宏观经济评估所暗示的那样。然而，在微观经济计量文献中，也没有决定性的证据表明非耐用品的价格比许多耐用品的价格粘性大得多（见Bils和Klenow，2004年和Nakamura和Steinsson，2008年，amongothers）。两个行业的工资粘性也没有明显的差异，耐用品行业的工资粘性估计值更高。话虽如此，但的确，正如文献中通常假设的那样，新房的价格通常是相当不可信的（seeBarsky et al.，2007年；Iacoviello and Neri，2010年；以及我们在Cantelmo and Melina，2018年；以及其他许多文献中的估计）。因此，考虑到最优货币政策结果对耐用品价格粘性程度的敏感性，在论文的其余部分，我们使用了耐用品价格粘性的估计值和另一种校准方法，暗示了完全合理的耐用品价格。同样，尽管耐用品部门的工资被估计为粘性工资，但我们也探讨了非耐用品工资的反事实性。其余的参数与文献基本一致，并提出了实际摩擦（耐用品的IAC和非耐用品的消费习惯）的相关性，aIacoviello和Neri(2010)指定了CES聚合器，使得劳动力流动性参数是λ的逆。储户和借款人的数值分别为0.66和0.97，因此我们报告了1/0.66=1.51和1/0.97=1.03，以方便比较。平均STD/DFStructuralLabor迁移率λ法线1.00 0.10 1.2250[1.0966；1.3591]反Frisch弹性系数=法线0.50 0.10 0.2320[0.1077；0.3377]非耐用品消费习惯ζβ0.70 0.10 0.6919[0.6546；0.7317]习惯持续。