中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的結(jié)構(gòu)分析及其政策含義

中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的結(jié)構(gòu)分析及其政策含義

一引言產(chǎn)生于上世紀(jì)80年代的真實(shí)經(jīng)濟(jì)周期理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)周期僅僅取決于技術(shù)的變化，與貨幣或其他需求方面的因素?zé)o關(guān)(薩繆爾森與諾德豪斯，2004，中譯本)；而新凱恩斯主義在承認(rèn)供給因素對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)長(zhǎng)期影響的前提下，認(rèn)為需求因素尤其是“貨幣因素是理解總量波動(dòng)的關(guān)鍵”(羅默，1999，中譯本)。從實(shí)踐上看，對(duì)于經(jīng)濟(jì)周期不同的解釋具有不同的政策含義。例如，以技術(shù)進(jìn)步為代表的供給因素通常會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)水平下降，而需求拉動(dòng)型的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)通常會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)水平的上漲，因此對(duì)于不同類型的沖擊，應(yīng)該采取不同的政策。正如Blanchard和Quah(1989)所指出的，如果經(jīng)濟(jì)中只存在一種沖擊，那么這種沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響僅通過單變量移動(dòng)平均就可得以刻畫，相反，如果經(jīng)濟(jì)中存在不同的沖擊，那么單變量移動(dòng)平均方法將得到經(jīng)濟(jì)對(duì)多種沖擊組合的一種綜合反映。因此，對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的沖擊進(jìn)行分析，具有重要的理論和實(shí)踐意義。從經(jīng)濟(jì)沖擊的研究方法上看，Blanchard和Quah(1989)在施加長(zhǎng)期約束的條件下，利用結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)來識(shí)別經(jīng)濟(jì)沖擊的方法(以下簡(jiǎn)稱BQ方法)取得了很好的效果，并在國(guó)內(nèi)外的經(jīng)濟(jì)分析中獲得了廣泛的應(yīng)用。就其最初研究結(jié)果來看，Blanchard和Quah(1989)認(rèn)為，需求沖擊至少在中短期內(nèi)(2至3年)會(huì)對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)產(chǎn)生相當(dāng)?shù)挠绊?。?duì)于中國(guó)近期的經(jīng)濟(jì)沖擊研究而言，劉斌和張懷清(2002)較早地利用BQ方法對(duì)1984至2001年的季度經(jīng)濟(jì)波動(dòng)進(jìn)行了供給沖擊和需求沖擊分析，得出了供給沖擊對(duì)產(chǎn)出具有較大影響、需求沖擊對(duì)通貨膨脹率具有較大影響的結(jié)論。Zhang和Wan(2005)使用1985至2000年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出的結(jié)論與劉斌和張懷清(2002)基本相同。龔敏與李文溥(2007)利用1996至2007年的數(shù)據(jù)分析了中國(guó)加入世貿(mào)組織后的經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)原因，認(rèn)為供給沖擊是入世后中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的主要原因。徐高(2008)利用BQ方法對(duì)中國(guó)1978至2006年的年度經(jīng)濟(jì)波動(dòng)進(jìn)行供給分析和需求沖擊分析，并采用同樣的方法對(duì)美國(guó)1947至2006年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，在得出中國(guó)真實(shí)GDP波動(dòng)絕大部分來源于供給沖擊的同時(shí)，卻獲得了與美國(guó)數(shù)據(jù)和現(xiàn)有理論完全不同的結(jié)論，即“中國(guó)的供給沖擊在刺激真實(shí)GDP的同時(shí)會(huì)提高通貨膨脹率，而中國(guó)的需求沖擊在刺激真實(shí)GDP的同時(shí)卻會(huì)降低通貨膨脹率?！边@被他稱為“斜率之謎”。針對(duì)這種情況，本文利用BQ方法著重從兩個(gè)方面進(jìn)行了考察：一方面選取新的基期(1996年)，利用近期的季度數(shù)據(jù)(1996年第1季度至2009年第1季度)進(jìn)行了模型估計(jì)；另一方面，在模型中加入了反映制度變化、貿(mào)易變動(dòng)和資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)等因素的外生變量。在此基礎(chǔ)上，本文在數(shù)據(jù)模擬效果較好的情況下，得出了與前述研究不同的結(jié)論，尤其是證明了不存在“斜率之謎”問題。本文的具體安排如下：第二部分介紹了模型估計(jì)方法和過程，第三部分報(bào)告了供給沖擊和需求沖擊對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響及其政策含義，第四部分給出了結(jié)論及今后的研究方向。二數(shù)據(jù)處理及模型估計(jì)(一)數(shù)據(jù)處理本文以1996年第1季度至2009年第1季度實(shí)際GDP和通貨膨脹率作為分析對(duì)象。其中，中國(guó)季度實(shí)際GDP數(shù)據(jù)Y和一般物價(jià)水平P(GDP平減指數(shù)，以1992年為100)由國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的累計(jì)名義GDP和累計(jì)實(shí)際增長(zhǎng)率計(jì)算得出。首先，盡管中國(guó)季度GDP數(shù)據(jù)可以獲得更早的數(shù)據(jù)，但考慮到中國(guó)在1996年之前經(jīng)濟(jì)曾出現(xiàn)大起大落現(xiàn)象，而且1994-1995年發(fā)生了嚴(yán)重的通貨膨脹；相比之下，1996年不僅成功實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)的“軟著陸”，而且隨后的宏觀調(diào)控政策和手段也更加市場(chǎng)化，相關(guān)數(shù)據(jù)也更為準(zhǔn)確，如果選擇同一個(gè)VAR模型，可能會(huì)出現(xiàn)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性問題和較大的估計(jì)偏差。因此，我們選擇1996年之后的數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象。其次，選擇GDP平減指數(shù)作為衡量一般物價(jià)水平的指標(biāo)，一方面是因?yàn)樵撝笜?biāo)比CPI更為全面，另一方面是中國(guó)僅公布了CPI月度數(shù)據(jù)，不同的季度數(shù)據(jù)計(jì)算方法可能導(dǎo)致一定偏差?？紤]到中國(guó)數(shù)據(jù)的季節(jié)性較強(qiáng)，我們首先采用X-12法對(duì)上述序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，得到剔除季節(jié)性因素后的實(shí)際GDP和一般物價(jià)水平。其次，我們對(duì)季節(jié)調(diào)整后的實(shí)際GDP對(duì)數(shù)(y)和GDP平減指數(shù)(p)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)(ADF和PP單位根檢驗(yàn))，以保證VAR方法的適用性，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。檢驗(yàn)結(jié)果表明，實(shí)際GDP對(duì)數(shù)和GDP平減指數(shù)都是一階單整序列，差分后的實(shí)際GDP對(duì)數(shù)(Δy)和通貨膨脹率(π)均為平穩(wěn)序列。因此，理論上我們可以利用Δy和π建立VAR模型。(二)模型估計(jì)(1)初始模型估計(jì)。我們直接利用Δy和π建立VAR模型，根據(jù)AIC準(zhǔn)則，我們確定最優(yōu)滯后階數(shù)為6，可得出如下模型估計(jì)結(jié)果：其中，括號(hào)內(nèi)的數(shù)字表示t統(tǒng)計(jì)量；調(diào)整后的分別為0.18和0.33。在需求沖擊長(zhǎng)期不影響產(chǎn)出的趨勢(shì)變化的假設(shè)條件下，我們可以得到S(0)的估計(jì)，從而可以從VAR模型的殘差獲得需求沖擊和供給沖擊，并進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。從模型估計(jì)結(jié)果來看，我們發(fā)現(xiàn)存在兩個(gè)問題：一是被估計(jì)模型2個(gè)根模的倒數(shù)非常接近于1(見圖1)，這將導(dǎo)致模型的不穩(wěn)定性，并且在需求沖擊長(zhǎng)期不影響產(chǎn)出趨勢(shì)變化的前提下，還可能導(dǎo)致脈沖響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差出現(xiàn)問題；二是該模型的結(jié)構(gòu)沖擊脈沖響應(yīng)與理論存在較大差異：供給沖擊在提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)會(huì)造成通貨膨脹率的上升，需求沖擊在短期刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)導(dǎo)致通貨膨脹率的下降，這被徐高(2008)稱為“斜率之謎”(見圖2和圖3)。圖1所有特征根的倒數(shù)圖2實(shí)際GDP對(duì)數(shù)差分的累積脈沖響應(yīng)(2)模型的改進(jìn)。我們分析后認(rèn)為，上述兩個(gè)問題可能是相互聯(lián)系的，也就是說，正是因?yàn)槟Ｐ偷牟环€(wěn)定導(dǎo)致了“斜率之謎”。這引導(dǎo)我們重新考慮模型的設(shè)定。一個(gè)可能的原因是中國(guó)經(jīng)濟(jì)1996年至今發(fā)生了很大的制度變革，從而需要在VAR模型中引入反映制度變化的啞變量(dum_ex)。①例如，中國(guó)從2005年第3季度開始對(duì)人民幣匯率形成機(jī)制進(jìn)行重大改革，從原來的基本上釘住美元的匯率體制變?yōu)獒斪　耙换@子”貨幣，從而形成人民幣的長(zhǎng)期持續(xù)升值(見圖4)。加入啞變量后盡管模型有所改善，但上述兩個(gè)問題仍然存在，我們又考慮逐個(gè)引入反映中國(guó)貿(mào)易依存度(trade)②和上證綜合指數(shù)③(stock)作為新的外生變量。其主要原因是：一方面，中國(guó)加入WT0之后，國(guó)內(nèi)與國(guó)際經(jīng)濟(jì)融合程度明顯增加，突出反映在貿(mào)易依存度的增大，貿(mào)易量迅速擴(kuò)張既促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，也促使國(guó)內(nèi)商品價(jià)格與國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格接軌，從而貿(mào)易依存度的引入，可以作為工具變量反映中國(guó)加入WTO后制度因素的變化；另一方面，股價(jià)指數(shù)的引入，突出反映中國(guó)股票市場(chǎng)自2006年以來的大起大落。實(shí)際上，這一期間也伴隨著房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的大幅波動(dòng)，而資產(chǎn)價(jià)格的變化會(huì)間接傳導(dǎo)到實(shí)體經(jīng)濟(jì)，尤其會(huì)影響通貨膨脹率的變化，從而上證指數(shù)作為外生變量引入，可以作為工具變量反映中國(guó)資本市場(chǎng)的急劇波動(dòng)。圖3通貨膨脹率的累積脈沖響應(yīng)圖4美元期末匯率(人民幣/美元)數(shù)據(jù)來源：中經(jīng)網(wǎng)。通過引入三個(gè)外生變量，我們重新構(gòu)建了VAR模型，并根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)為5，模型估計(jì)結(jié)果如下：通過引入三個(gè)外生變量，模型估計(jì)結(jié)果發(fā)生了重大變化，具體表現(xiàn)在：一是特征根的倒數(shù)都處于單位圓之內(nèi)(見圖5)，說明估計(jì)的模型是穩(wěn)定的；二是結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)與理論保持了一致，即供給沖擊在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，造成通貨膨脹率的下降，需求沖擊在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，導(dǎo)致通貨膨脹率的上升，從而不存在“斜率之謎”(見圖6和圖7)。圖7通貨膨脹率的累積脈沖響應(yīng)(三)模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)考慮到本文的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型采用了外生變量的假設(shè)，從而可能對(duì)模型的穩(wěn)健性產(chǎn)生一定影響，為此，我們從兩方面對(duì)模型的穩(wěn)健性進(jìn)行驗(yàn)證和說明。(1)外生變量選取的進(jìn)一步說明。與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的情況不同，盡管1996年以來的中國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況相對(duì)平穩(wěn)，但市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系總體上還處于逐步完善過程之中，相應(yīng)地，改革開放及宏觀調(diào)控政策措施也時(shí)常發(fā)生較大變化。因此，中國(guó)經(jīng)濟(jì)模型的建立，客觀上需要考慮這些制度、政策變化對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響。上個(gè)世紀(jì)90年代以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)制度的變化主要體現(xiàn)在改革與開放政策的完善上，就改革而言，以股票市場(chǎng)為代表的資本市場(chǎng)近些年發(fā)生了較大變化。例如，股票市場(chǎng)上的股權(quán)分置改革、房地產(chǎn)市場(chǎng)上由實(shí)物分房到住房制度分配貨幣化的過渡等等。同樣，隨著中國(guó)加入世界貿(mào)易組織，經(jīng)常項(xiàng)目和資本項(xiàng)目對(duì)外開放程度都有所擴(kuò)大。結(jié)合中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的可得性，我們選取外貿(mào)依存度和上證指數(shù)來分別反映改革開放與制度變化的代理變量。外貿(mào)依存度在很大程度上反映了中國(guó)經(jīng)濟(jì)開放程度與國(guó)外經(jīng)濟(jì)的影響，因此，在模型中引入外貿(mào)依存度，可以在很大程度上反映中國(guó)對(duì)外開放政策的變化以及國(guó)外經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。對(duì)國(guó)內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)變量而言，外貿(mào)依存度具有一定程度的“外生性”。例如，王義中和金雪軍(2009)表明外部沖擊是中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要來源。同樣，上證指數(shù)的引入可以在很大程度上反映中國(guó)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)改革的變化，而且，中國(guó)股市的變化長(zhǎng)期存在“政策市”的特征，所具有的宏觀經(jīng)濟(jì)的“晴雨表”功能很不完善。在我們考察的數(shù)據(jù)區(qū)間內(nèi)，股價(jià)指數(shù)在2005年股權(quán)分置改革全面開展之前相對(duì)比較平穩(wěn)，而在2005年之后發(fā)生劇烈波動(dòng)，同期的房地產(chǎn)市場(chǎng)也出現(xiàn)了比較類似的變化。這些特征可以表明中國(guó)的股價(jià)指數(shù)可以作為國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)改革的代理變量，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)而言具有一定的“外生性”。陸蓉、徐龍炳(2004)的研究表明了政策變化對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)價(jià)格變化具有重要的影響。(2)其他替代模型的檢驗(yàn)。為進(jìn)一步驗(yàn)證本文中外生變量可能對(duì)模型產(chǎn)生的影響，最直接的方法就是剔除外生變量。為此，結(jié)合中國(guó)近些年的改革措施，我們通過觀察模型采用的內(nèi)生和外生經(jīng)濟(jì)變量的變動(dòng)態(tài)勢(shì)，將模型的估計(jì)區(qū)間縮短到2005年第二季度人民幣匯率改革之前。這個(gè)樣本期內(nèi)，改革開放措施相對(duì)比較穩(wěn)定，相應(yīng)地我們首先取消了股價(jià)指數(shù)作為外生變量假設(shè)，但考慮到WTO因素引起的國(guó)外經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的影響，我們?nèi)圆捎觅Q(mào)易依存度作為外生變量，利用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及其平減指數(shù)建立模型。根據(jù)AIC準(zhǔn)則，我們可確定模型的滯后階數(shù)為2，估計(jì)方程為：再利用上述同樣的假設(shè)條件和求解方法，我們可以再次得到新的S(0)的估計(jì)。相應(yīng)變量對(duì)結(jié)構(gòu)沖擊的累積脈沖響應(yīng)見圖9、圖10。圖9實(shí)際GDP對(duì)結(jié)構(gòu)沖擊的累積脈沖響應(yīng)圖10通貨膨脹率對(duì)結(jié)構(gòu)沖擊的累積脈沖響應(yīng)從圖9和圖10可以看出，剔除股價(jià)指數(shù)作為外生變量后，模型的結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)與理論基本保持了一致，即需求沖擊在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，導(dǎo)致通貨膨脹率的上升；供給沖擊在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，造成通貨膨脹率略微上升，從而不存在“斜率之謎”。與股價(jià)指數(shù)作為外生變量的模型相比，剔除股價(jià)指數(shù)作為外生變量的模型在供給沖擊對(duì)通貨膨脹率的影響上略有不同，這一方面可能是因?yàn)槲覀兛疾斓臅r(shí)間區(qū)間較短，模型對(duì)沖擊的模擬不夠穩(wěn)?。涣硪环矫婵赡芤?yàn)樘蕹蓛r(jià)指數(shù)作為外生變量的模型在設(shè)定上過于簡(jiǎn)單，未考慮其他因素的影響，從而估計(jì)結(jié)果不夠準(zhǔn)確。但剔除股價(jià)指數(shù)后的模型總體上與本文的模型保持了一致，因此，將貿(mào)易依存度和股價(jià)指數(shù)作為外生變量的模型具有一定的穩(wěn)健性。我們?cè)谙挛闹袑?duì)含有兩個(gè)外生變量的模型進(jìn)行分析。三供求沖擊分析及政策含義為單獨(dú)考察需求沖擊對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響，我們可在假定供給沖擊為0的條件下來實(shí)現(xiàn)。從圖11和圖12可以直觀地看出，無(wú)論是中國(guó)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)還是通貨膨脹率的波動(dòng)，需求沖擊都是重要影響因素。為進(jìn)一步考察需求沖擊對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響，我們對(duì)中國(guó)的GDP增長(zhǎng)率和通貨膨脹率進(jìn)行了方差分解(見表2)。結(jié)合表2和圖6與圖7，我們可以得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：一是需求沖擊對(duì)GDP增長(zhǎng)率的累積影響曲線呈現(xiàn)一定的“駝峰”狀態(tài)，在4個(gè)季度內(nèi)從約占GDP增長(zhǎng)率波動(dòng)的56％增長(zhǎng)至65％，6個(gè)季度后逐漸下降至55％；二是需求沖擊對(duì)通貨膨脹率的累積影響呈逐漸下降態(tài)勢(shì)，在8個(gè)季度內(nèi)從約占通貨膨脹率波動(dòng)的60％逐漸穩(wěn)定在54％左右；④三是盡管需求沖擊是影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和通貨膨脹率波動(dòng)的重要因素，但對(duì)兩者的影響程度存在一定差別，也就是說，它對(duì)通貨膨脹率的影響程度要大于它對(duì)增長(zhǎng)率的影響程度；四是與美國(guó)等發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體相比，中國(guó)的需求沖擊對(duì)GDP增長(zhǎng)率的影響要略大一些，也就是說，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更多地受到了需求拉動(dòng)的影響，而非技術(shù)創(chuàng)新。圖11實(shí)際GDP增長(zhǎng)率的需求沖擊分解圖12通貨膨脹率及其需求因素分解四結(jié)論我們采用Blanchard和Quah(1989)提出的識(shí)別方法，利用SVAR方法對(duì)中國(guó)1996年以來的GDP增長(zhǎng)率和通貨膨脹率的影響因素進(jìn)行結(jié)構(gòu)性分解，對(duì)需求沖擊和供給沖擊影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)的方式進(jìn)行了分析，模擬了經(jīng)濟(jì)只受需求沖擊影響的動(dòng)態(tài)路徑。我們發(fā)現(xiàn)，與以前的研究不同，一方面，中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)仍然在很大程度上來源于需求沖擊，而供給沖擊的影響程度相對(duì)較??；另一方面，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的需求沖擊和供給沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的方向和時(shí)間與西方發(fā)達(dá)國(guó)家的理論與實(shí)踐保持了高度一致，從而在理論上解釋了徐高(2008)提出的“斜率之謎”，在實(shí)踐上為中國(guó)的宏觀調(diào)控政策提出了建議。我們認(rèn)為后續(xù)理論研究還需要在以下幾個(gè)方面予以加強(qiáng)：一是進(jìn)一步把