晋升激励、宏观调控与经济周期：一个政治经济学框架，本文主要内容关键词为：政治经济学论文,宏观调控论文,框架论文,经济周期论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
在半个多世纪的新中国历程中，伴随着中国经济增长的是从未间断的经济波动，经济发展不是过冷就是过热（刘霞辉，2004）。经济学界对这一现象的总结是：“一活就乱，一乱就收，一收就死，一死就放”的“活—乱”循环（林毅夫等，1998，203页）。大量的研究指出，经济波动呈现循环周期性（如，刘树成，2003；Naughton,1986;Imai,1994;陶仪芬，2004；林毅夫等，1998；等等）。为什么中国的经济呈现这样一种态势？
虽然有大量文献对此作过探讨，并且它们都构成了对这一问题的有益理解。但是，综观这些文献，我们发现，从这些理论出发，我们仅能零散地解释中国经济周期性波动的一小部分，各种理论之间缺乏有机的联系。而且，更为重要的是，这些文献并未对经济周期背后的体制根源进行深入挖掘。这就造成了对经济波动周期认识的限制。基于此，挖掘中国经济波动周期的体制根源就成为本文的研究主题。中国的经济波动周期必须纳在一个与中国经济增长一致的逻辑框架下理解。本文的研究建立在对中国经济增长的新近理解基础之上，这些文献充分注意到了中国特殊的晋升激励体制对中国经济增长的作用。基于此，我们意图在一个政治经济学的框架下理解中国的经济增长与波动周期。
二、文献述评
对于中国经济周期的理论探索汗牛充栋，然而，综观这些文献，他们的落脚点通常集中在几个方面。具体地，我们将这些文献梳理成四类学说加以述评。
第一种是真实经济周期(Real Business Cycles，RBC)说。这类文献强调实际经济成分（与货币成分相对应）对经济所产生的干扰和冲击，其中最主要的冲击是指技术冲击（龚刚，2004）。例如，卜永祥、靳炎(2002)发现，技术冲击这一因素可以解释76％的中国经济波动。黄赜琳（2005）在一个三部门RBC模型下研究发现，技术冲击和政府支出冲击可以解释70％以上的中国经济波动特征。然而，RBC理论至少在以下两个方面不能与中国现实相符：第一，RBC理论要求经济波动是“随机游走”的，而根据文献研究，中国的经济波动呈现周期循环性。第二，RBC理论模型建立在完全竞争条件下的市场出清的假设基础之上，而这与实际市场状况相去甚远（龚刚，2004；李斌、王小龙，2005）。事实上，技术冲击虽然的确导致了我国经济的波动，但是，投资和产出短期波动的重要部分需要由其他冲击来解释（简泽，2005）。
第二种是货币信贷周期说。这一理论所关注的是金融机制与经济波动的关系。穆争社(2005)认为，信贷配给与经济波动互相依赖。经济衰退时，信贷环境的恶化使得融资企业投资下降，引发经济的萧条，而在经济繁荣时，信贷又使融资企业投资上升，繁荣经济。刘涛（2005）指出，中国的经济波动在很大程度上源于缺乏“信贷约束”的地方政府提供过度的总量供给与承担宏观调控和银行风险的中央政府存在需求压缩之间的矛盾。Fung（2000）的研究显示，政府控制的国有银行体系代替财政成为国有部门投资的供给者，以“准财政”的角色来为政府的优先项目提供信贷支持。在政府控制的作用下，经济过热与国有部门的投资膨胀相伴而生。但是，与其说货币信贷周期说在探索经济波动的原因，不如说其在描述经济波动这一事实，信贷波动本身是经济波动的重要组成部分，信贷周期背后的深层原因是什么呢？这需要深入挖掘。
第三种是政治经济周期说。政治经济周期说侧重从政治体制与经济发展之间的关系看待经济波动。范芳志等（2005）指出政府对中央银行独立性的控制在中国政治经济周期的形成过程中扮演了重要作用。祝青（2006）的研究发现，地方政府通过进入管制和信贷干预影响了资本深化路径，进而影响了投资储蓄转化机制，最终影响了经济波动以及经济增长的长期趋势。Tao yifen（2004）指出，中国的经济周期表现为明显的政治经济周期，自1987年以来，每次中共的代表大会期间，都有放松银行信贷的现象，总固定资产投资增长率的4次峰值分别出现在中共十三大、十四大、十五大和十六大召开的次年。目前为止的政治经济周期说尚且停留在对政治经济周期的描述和检验上，这些文献并未详尽指出中国政府体制与经济周期的内在逻辑，尤其是未能对这种内在逻辑模型化。
第四种是投资周期说。投资周期说抓住投资驱动型经济增长的特征来说明周期性经济波动的形成。Naughton（1986）构建了一个社会主义的投资周期模型发现，真正决定中国经济周期性过热的是地方政府控制下的投资扩张。每次投资的急剧扩张都与大幅度的分权有关；而每次的投资紧缩，则总与权力的重新集中相联。类似地，Imai（1994）也发现，中国的经济周期呈现投资周期现象，由于国有部门的固定资产投资在总固定资产投资总额中仍然占据主导地位，且金融约束较弱，因此，周期受到官员讨价还价的影响。Rawski（2002）也指出，中国的投资体制并未得到改革，中国的经济周期本质上是一种投资周期。同样，与其说投资周期说构成了经济周期的解释，不如说投资周期说是对经济周期的描述。为什么会出现投资周期呢？这种投资体制的作用何在？其运作机理是什么呢？
出于对中国特殊的经济体制的考察，我们认为，政府主导型经济周期触及了中国经济波动的本质，这种特殊的经济体制构成了经济周期性波动的根源，而信贷周期和投资周期只是这种经济体制的表象和手段，它们共同导致了中国经济的周期波动。因此，政府主导型经济周期说、信贷周期说和投资周期说可以容纳在一个统一的政治经济学框架下进行讨论，鉴于这一框架仍然以政府主导型经济周期为主，我们仍然称其为政府主导型经济周期。并且，令人欣慰的是，这不与真实经济周期理论相背，因为真实经济周期理论中的实际冲击也包括政策冲击的因素，如果说，在发达国家实际冲击是以技术冲击为主，那么在发展中国家，是不是这种内生于体制的政策冲击在占主导地位呢？因此，一个理想的图景是：在改革开放的大背景下，政府主导下的经济周期生成冲击主体，而改革开放过程中的市场冲击(民营力量、技术冲击和国际冲击等)构成对政府主导型经济周期本身的冲击。鉴于此，本文探讨中国政府主导型经济周期的运作逻辑。
三、政府主导型经济周期的制度环境：一个描述
本节意图通过描述政府主导型经济周期的制度环境，初步刻画出中国经济周期性经济波动的逻辑。鉴于此，我们集中论述政治经济周期的三个特征：政府主导型经济及其内部激励结构；金融控制与银行独立性；投资饥渴与预算软约束。其中，金融控制和银行非独立性内生在政府主导型经济体制中，而投资饥渴与预算软约束又是晋升激励体制与金融控制的一个必然的逻辑后果。
（一）政府主导型经济及其激励机制
中国的长期经济增长引发了大量文献对中国的经济发展模式进行探讨。对此，诸家立说，争议不断。然而，学界所取得的一个共同认知是：中国的经济发展总体上可以判断为“政府主导型经济”或“政府推动型经济”（Government Pushed Economy）。政府在整个经济成长的过程中扮演了极为重要的角色。这不仅表现在政府可以直接进行各种经济活动或间接的通过制定经济发展战略和政策对私人经济活动进行引导，更为重要的是，政府推动的制度创新构成了经济增长的重要源泉。因此，对于政府的内部激励的认知成为理解中国经济长期增长与波动的关键。
依据组织理论的认识，政府作为一种类似于企业的组织，同样依赖于权威的作用才能有效运行(Coase，1937；张五常，1992)。在这种权威组织中，其组织形式不可避免地要采取层级式(Hierarchy)的模式。钱颖一、罗兰和许成钢（1993）就曾指出，中国的经济结构像一种M型的等级结构。对应于这种等级结构，政府组织形成了一种特殊的产权制度，即“等级产权制”。与传统产权形式不同，等级产权制中对于产权的分配是依据等级进行的。具体地，我们将这种等级产权称为“政府控制权”，因为，从产权角度讲，所有权意味着控制权(Grossman and Hart,1986;Hart and Moore 1990)。我们将政府控制权为政府组织中等级官员所带来的收益称为“政府控制权收益”。其表现为名誉满足、福利、在职消费和灰色收入以及更高的反监督能力等等。在中国的激励结构中，政府控制权的增大具体地表现为两个方面，一是官阶的上升（周黎安，2004；Li,H.,Zhou,L.,2004;Ye Chen,et,al,2005），一是地方政府的财政分权的经济激励（钱颖一等，1997；等）。而从政府控制权收益的角度出发，财政分权激励可以理解为一种政府官员的横向“自我晋升”激励，传统的晋升激励可以理解为纵向晋升激励。因此，财政分权激励可以容纳在一个基于政府控制权收益的晋升激励的框架下进行讨论，政府官员的竞争实质上是对财政经济激励带来政府控制权收益和相对政治位置带来的政府控制权收益的“混合竞争”（周黎安，2004；刘瑞明，2005）。
从理论上讲，在组织中运用“相对绩效”(Relative Performance)考核，是一种避免“绝对绩效”(absolute performance)考核中度量成本的有效节约。并且，如果代理人风险中性，信息完全下相对绩效考核与绝对绩效考核都将导致帕累托最优(Lazear & Rosen,1981;Malcomson,1984)。然而，现实的情况是，代理人风险规避，而且其任务往往是多维的(muti-task)，而且同样存在度量问题，由此而致的逻辑是，相对绩效考核将引发代理人的道德风险(Holmstrom & Milgrom，19810。这种道德风险就表现为经济发展中的“非可持续发展行为”。
（二）金融控制与中央银行非独立性
与政府主导型经济相对应，中国的经济在形式上呈现为一种“行政控制型经济”。其中，一项重要的控制资源就是金融控制(financial control)。大量文献研究已经指出中国金融的这一特征（如张杰，1997；王晋斌，2000；钱小安，2000，等）。
事实上，金融控制是政府主导型经济发展的一个必要条件，因为，如果失去对金融的控制，由政府推动的改革与增长即为无米之炊。张杰（1997）曾指出，中国的金融控制是改革过程中的一项重要措施。王晋斌（2000）也提供了一个基本判断：中国政府在发展金融的同时，又作为资本市场改革与发展的主导者对金融实施了较大程度的控制。金融控制的收益表现为，改革过程中资本的积累与扩张以及金融风险的化解。中国在实行金融控制的同时，努力化解原有体制造成的种种风险，在金融控制与风险化解不同组合的过程中配置资源以保持经济增长速度（王晋斌，2000）。
金融控制的一个重要表现是，中央银行与商业银行的金融产权非独立性。也即，国家或地方政府可以通过各种行政命令手段和“倒逼机制”形成对金融产权事实上的控制权。钱小安（2000）指出，中国中央银行一直属于财政部，听命于政府部门；现在虽然分离了，但是在这种集中制度下，中央银行的独立性非常有限，往往受制于政府纲领的影响。在税收和发行国债不足的情况下，政府控制下的国有银行体系就代替财政成为国有部门投资的供给者，即以“准财政”的角色来为政府的优先项目提供信贷支持。因此，金融控制下的银行非独立性成为理解政府推动型经济增长的一个重要特征。
（三）投资饥渴症与预算软约束
作为晋升体制和金融控制的一个自然逻辑结果，投资饥渴症与预算软约束也就不可避免。对于投资饥渴症和预算软约束的探讨可以追溯到科尔奈(1986)的名作《短缺经济学》。科尔奈指出，在社会主义经济当中，社会计划者具有强烈的投资冲动，其形象地将其称为“投资饥渴症”（investment hunger）。并且，社会主义经济中的国有企业一旦发生亏损，国家（或政府）常常要追加投资、减税，并提供其它补贴，国有企业经理也预期会得到国家的财政支持，即所谓的预算软约束(Soft Budget Constraint,SBC)。Dewaatripont和Maskin（1995）的动态不一致性模型进一步拓展了预算软约束思想，指出预算软约束的内生因素。然而就社会主义国家而言，动态不一致性的理论解释力显得并不明显。
对于中国转轨经济中的投资饥渴症和预算软约束的一个新近理解（刘瑞明，2007）是：在晋升激励体制下，相对绩效考核使得地方政府有动力通过大量投资而推动地区经济增长，这种投资饥渴在金融控制和中央银行非独立性以及货币投放倒逼机制下，得到了充分发挥的空间。并且，由于地方政府不能完全直接投资，其委托其管辖下的国有或集体企业实现该目标，具体地，这表现为国有企业的“政策性负担”（policy burden）。政策性负担的承担使得企业不能按照自身比较优势发展生产，形成“自生能力”（viability）。而自生能力的缺失又使得企业发生亏损，而一旦企业亏损，地方政府就不得不追加投资、减税、提供补贴。基于以上逻辑，预算软约束可以看作是，地方政府（或中央政府）与其管辖下的国有企业的“默契合约”。事实上，即使对于非公有企业，由于企业在经济增长中的特殊地位，政府在一定范围内仍然会提供投资或减税，期望企业起死回生以对经济增长有所贡献。
综上所述，政府主导型经济中的晋升激励体制、金融控制与之引发的投资饥渴和预算软约束构成了理解中国经济周期性波动的重要特征。通过以上的论述，一个可能的描述中国经济周期性波动的逻辑是：处在晋升激励机制中的地方政府具有投资饥渴症，这种投资饥渴在预算软约束下表现得尤其明显，中央政府通过宏观调控追求全民福利最大化，这种调控通过金融控制等手段进行。晋升激励的周期性与经济波动的周期性同步进行。我们接下来通过一个正式模型刻画这一逻辑。
四、理论模型
本文模型意图在前文理论论述的基础上将晋升激励模型与政治经济周期模型融合在一起，从而使该政府主导经济周期模型具有中国特征。假定模型中有一个中央政府，两个地方政府A和B。中央政府的职能是激励地方政府促进经济增长并维持经济稳定。地方政府处在晋升激励体制当中，晋升呈现周期性，每T年一次，晋升标准为，谁的经济业绩高，谁获胜。因此，如果假设地方政府官员在t＝0期上任，其有机会在T年时间内展现其经济业绩。中央政府设定锦标赛的晋升激励机制，地方政府A和B在晋升激励机制下进行投资决定，从而决定其经济增长率。经济增长可能带来相应的经济成本，中央政府根据成本变动决定宏观调控的措施。假定中央政府的目标是全体福利的最大化。因此，我们的模型分为两个部分，第一部分考察地方政府在晋升激励机制下的投资决定，第二部分考察地方政府投资既定下的中央政府宏观调控策略选择。
（一）地方政府的投资策略选择
我们先考察地方政府的投资策略选择，由于在既定激励机制下这一投资选择在每一时期都一样，为简化起见，我们不考虑时间因素。在晋升激励机制中，中央政府规定两种职位，职位与政府控制权收益相对应。在锦标制中获胜者可以得到较高的政府控制权收益W[,h]，而另外一个只能维持原有水平W[,l]。地方政府选择自己的增长率，我们假定增长率简单地由各个地区的投资率决定，这是因为中国的经济增长特性表现为资本驱动或投资驱动（经济增长课题组，2005；安立仁，2005；舒元、徐现祥，2003）①。鉴于前文对我国政治经济环境的论述，不妨将Lazear和Rosen（1981）有关晋升激励与组织产出绩效的逻辑拓展到国家理论中来。
假定地方政府官员风险中性。地方政府A和地方政府B同时选择他们的投资力度。用p来表示官员胜出的概率，则官员i的期望效用为：
U[,i]＝w[,l]＋p[,i]（w[,h]－w[,l]）－c（I[,i]），i＝A，B（1）
官员的生产函数为：g（I[,i]，ε[,i]＝I[,i]＋ε[,i]。其中，函数g（·）表明官员的生产函数是经济增长率函数，I[,i]表示地方的投资水平，w[,i]表示政府控制权收益，ε[,i]表示产出的随即扰动，其服从均值为零方差为δ[2]的独立同分布。c（I[,i]）表示官员的投资成本。期望效用函数和投资函数都是二阶连续可微的，并且U′＞0，c′＞0，U″＜0，c″＞0。效用函数是拟凹的。假设两个地区投资总量为I，其受约束于中央控制的信贷L规模。因此有，I[,A]＋I[,B]＝I≤L。显然，P[,i]随着官员自己的投资力度递增，但随着其他官员的投资力度递减。地方政府官员的目标是使得其经济绩效大于另一官员。则有：
；（2）
其中，p[,i]等于两个随机变量的差额
的累积概率分布在上的值［G（τ）是τ的累积概率分布］。
均衡投资水平（I[,i]*，I[,j]*）满足下面的最优条件：
I[,i]*＝argmax（w[.l]＋G（I[,i]－I[,j]*）（w[,h]－w[,l]）－c（I[,j]））；（3）
I[,i]*＝argmax（w[.l]＋G（I[,j]－I[,i]*）（w[,h]－w[,l]）－c（I[,j]））；（4）
由于目标函数拟凹，所以有唯一最优解，纯战略纳什对称均衡I*，它同时满足一阶条件和投资相同规模时获得更高职位的机会均等的条件：
g（0） （w[,h]－w[,l]）＝c′（I*）；（5）
p[,i]=G（0）=1／2，i=A，B；（6）
此时，I[,A]＝I[,B]＝1／2＝L／2。因为c（I）是严格递增和严格凸性的，均衡投资水平，I*在收益差额w[,h]－w[,l]上严格单调递增。通过选择适合的收益差额，中央可以通过选择适合的信贷规模使地方选择可行的投资水平，并把它作为锦标制子博弈的均衡。地方政府通过扩大投资规模而提高增长率，投资来自中央政府信贷资金的发放。博弈均衡是中央政府的信贷资金在两个地区均匀分配，则每一个地方政府可支配的资源为L／2，社会最优配置是信贷资源全部能够消化，因此最优投资规模应当等于信贷规模，也即I＝L。
结合前文论述，一个自然的推论是，晋升激励机制下的地方政府有着充足的动力通过投资增加经济增长率，在预算软约束和倒逼机制下，该种投资热潮将使得经济高速增长。但由于这种增长是投资驱动型的粗放增长，因此，这种经济增长超过一定界限后将引发经济风险的持续上升，从而危害经济的健康发展。而中央政府出于全民利益考虑需要对经济进行宏观调控。
（二）中央政府的宏观调控策略选择
接下来考察中央政府的宏观调控策略选择。我们借鉴政治经济周期理论的成果（Nordhaus，1975；徐现祥，2005）建立模型，该模型结合中国经济特征对传统政治经济周期模型作了如下发展。首先，考虑到中国经济特征中自下而上的选举并不明显，而中央政府从国民经济总体发展进行权衡主导了经济运行，我们所给定的效用函数并非选举函数，而是考虑全局利益的中央政府的效用函数。其次，本文在该效用函数下求解中央政府的最优宏观调控路径以解释政府主导型经济周期的形成。在效用函数中，我们刻画中央政府的两类重要偏好，一是增长，一是稳定，因此，我们假定中央政府的效用函数为EU[,C]＝∫[t][,0]f（g[,t]，S[,t]）e[μt]dt，其中，g[,t]和S[,t]分别表示经济增长率和经济安全系数，分别代表增长和稳定。e[μt]是一个近视因子，其含义是中央政府对越近的经济表现越是重视。经济增长意味着一定的代价，表现为货币供给量增长导致的通货膨胀、金融风险隐患增加、影响经济平稳运行以及工业化带来的生态破坏等（李斌、王小龙，2005）。这意味着经济安全系数的降低，假定经济增长率和经济安全系数之间存在一种类似于附加预期的菲利普斯曲线的关系，用公式可表示为s[,t]＝f（g[,t]）＋λs[π][,t]。此外，假定中央政府拥有一预期的经济安全系数，该系数服从适应性预期规律，因此有，
。再假定，f（g，s）=mg－g[2]／2＋βs，f（g）＝a[,0]－a[,1]g，s＝a[,0]－a[,1]g＋λs[π]。则有，
EU[,C]＝∫[T][,0]［mg－g[2]／2＋β（a[,0]－a[,1]g＋λs[π]］e[μt]dt，（7）
，（8）
汉密尔顿函数可以表达为：
H＝［mg－g[2]／2＋β（a[,0]－a[,1]g＋λs[π]）］e[μt]＋Ψr［a[,0]－a[,1]g＋（1－λ）s[π][,t]］（9）
关于控制变量g最大化H，我们有方程
（10）
这隐含了中央政府的控制路径
g（t）＝m＝βa[,1]－Ψra[,1]e[－μt]；（11）
由于
，所以该控制路径在每个时刻都最大化了汉密尔顿函数。
寻找共态路径开始于运动方程
（12）
进一步可得通解：
Ψ＝Ae[r]（[λ－1]）[t]－βλe[μt]／B
（13）
其中， A＝βλe[Bt]／B，B＝μ＋r－rλ；
最优共态路径为
Ψ*（t）＝βλ（e[BT＋r]（[λ－1]）[t]－e[μt]）／B（14）
代入控制路径可以求得中央政府的最优宏观调控路径
g*（t）＝m＋βa[,1]－βλa[,1]（e[－BT＋r]（[λ－1]）[t－μt]－1）／B（15）
进一步可求得：
；
上式说明，经济增长率在时间T内随着时间而减缓，也即在T的前期阶段，中央政府通过放松信贷规模的控制而使得经济高速增长，但随着地方政府投资热潮的膨胀，经济发展的风险成本逐渐加大，如果不加以控制，则国民经济安全受到威胁，因此，中央政府收缩信贷规模，并配合其他调控手段，也即通常意义上的“软着陆”。由于晋升的周期性，这种经济波动也表现出周期性。因此，根据对中国特殊政治经济体制的考察，我们将中国经济周期性波动的逻辑总结如下：政府主导型经济——赋予经济控制权并通过晋升激励获得经济绩效——通过对信贷规模等的金融控制进行宏观调控——地方政府的强力投资以获得高增长率——通胀等经济风险和成本增加——信贷规模收缩——投资水平下降——经济增长率下降——信贷规模扩张——投资上升——增长率上升……，如此循环往复，形成中国的经济周期性波动。
五、经验买证
（一）数据与统计描述
1.数据描述
为测算各项经济指标的变动状况，本文采用1953—2006年的经济增长率（GDPR）、固定资产投资率（FAR）、广义货币增长率（M2R）和商品零售价格指数（CPI）的年度数据。其中，经济增长率和消费者价格指数1953—1998年各项数据取自《新中国50年统计资料汇编》，1998—2006年各项数据取自各年统计年鉴。1953—1988年的广义货币增长率（M2）取自易纲的《中国的货币银行与金融市场》第266页相关内容计算，1988—1992年的则根据其59—60页相关内容计算，而该时间段段数据的计算中，M0定义为年末流通中现金量，Ml定义为M0加企事业单位活期存款，M2定义为M1加居民的存折储蓄和定期存款。1993—2006年数据取自各年中国统计年鉴。由于全社会固定资产投资资料不完整，1953—1980年固定资产数据用全民所有制单位固定资产投资率替代，取自《1950—1985年中国固定资产投资统计资料》，中国统计出版社，第9页。1981—2006年数据用全社会固定资产投资率，其中，1981—2000年数据取自《中国统计摘要》（中国统计出版社，第50页），2001—2006年数据取自各年统计年鉴。全部数据都只保留一位小数。
2.周期划分
本文参照经济增长率“谷—谷”法（刘树成，1996）并结合我国历年党代会和人代会的召开年份划分经济周期。我们将各个周期的年份、扩张期和收缩期等总结如表1。
表1 经济周期表格
周期序数时间期限扩张年数收缩年数党代会年份人代会年份
1
1953-195723
1956 1954
2
1958-196214
- 1959
3
1963-196842
- 1964
4
1969-197222
1969 -
5
1973-197622
1973 1975
6
1977-198123
1977 1978
7
1982-198632
1982 1983
8
1987-199122
1987 1988
9
1992-199632
1992 1993
10 1997-200614
1997 1998
11 2002-200650
2002 2003
注：党代会和人代会中的“—”表示这期间没有召开党代会或人代会。
根据观测各年增长率，我们发现，各个周期的扩张年份基本上与党代会和人代会的召开年份吻合，而在两次会议之后进入经济收缩期。由于党代会和人代会的一项重要工作就是重新选举党和国家重要领导人，这与我们的理论预测一致。无论在改革前还是改革后政治经济周期都表现的非常明显。但同时发现，与以往形成鲜明对比，1997年后经济增长率基本维持在一个平稳的水平上。对此，一个可能的解释是，香港回归和东南亚金融危机的爆发使中央政府高度重视金融风险问题，银行信贷紧缩，商业银行“惜贷”，原有经济运行模式受到外来冲击（李斌、王小龙，2006）。
（二）计量检验结果
在对政治经济周期进行初步划分之后，需要验证我们在理论框架中所阐述的各变量之间的关系究竟是否存在，对此，我们采用格兰杰因果检验法，由于标准格兰杰因果检验要求各时间序列变量的平稳性和协整性，否则会产生伪回归问题。所以，在做格兰杰因果检验前，我们还检验变量的平稳性和协整性。
1.时间序列数据的平稳性检验
表2 ADF单位根平稳检验结果
变量检验形式ADF 零界值零界值 结论 P值
(c,t,k)检验值
(1%) (5%)
gdpr(c,0,1)-5.64439-3.56267
-2.91878平稳0.0000*
cpi (c,0,1)-3.91559-3.56267
-2.91878平稳0.0037*
far (c,0,1)-5.64485-3.56267
-2.91878平稳0.0000*
m2r (c,0,0)-4.04734-3.56267
-2.91878平稳0.0025*
注：（1）检验形式（c，t，k）中，c表示含有常数项，t表不常数项和趋势项，k表示滞后阶数；（2）滞后阶数根据
AIC和SC确定；（3）零界值均由MacKinnon（1996）one-sided p-values给出，*表示在1％的显著性水平下拒绝非平稳假设。
利用Eviews5.1，可以得出如表2中的结论。从结果看，含有常数项的ADF检验都在1％的显著性水平下拒绝“变量具有单位根”的原假设。从而说明各个变量都具有平稳性。
2.时间序列数据的协整检验
得出各变量平稳的结论后，进一步利用Eviews5.1进行Johansen协整检验，结果列在表3内。
检验结果表明，各个变量之间存在显著的协整关系。也即各变量间存在着长期均衡关系，这使得我们可以进行格兰杰因果检验。
表3 Johansen协整检验结果
原假设 特征根 迹统计量 零界值P值最大特征零界值 P值
(5%) 根统计量(5%)
None* 0.624693117.369 47.85613
0.0000*50.9605627.58434 0.0000*
At most 1* 0.45298466.4084629.79707
0.0000*31.3704121.13162 0.0013*
At most 2* 0.40896835.0380515.49471
0.00H00*
27.3460514.2646
0.0003*
0.0055*7.6920063.841466 0.0055*
注：*表示在1％的显著性水平下拒绝原假设。P值根据MacKinnon-Haug-Michelis（1999）p-values给出。
3.时间序列数据的格兰杰因果检验
表4 格兰杰因果检验结果
原假设H[,0] 滞后阶数F统计量P值结论
M2R不是GDPR的Granger原因32.715560.05611拒绝H[,0]
GDPR不是M2R的Granger原因31.606130.20155不能拒绝H[,0]
FAR不是GDPR的Granger原因73.991040.00305拒绝H[,0]
GDPR不是FAR的Granger原因73.275140.00973拒绝H[,0]
CPI不是GDPR的Granger原因32.599740.06406拒绝H[,0]
GDPR不是CPI的Granger原因30.447440.72034不能拒绝H[,0]
FAR不是M2R的Granger原因 31.3491 1
0.27078不能拒绝H[,0]
M2R不是FAR的Granger原因 32.232160.09778拒绝H[,0]
CPI不是M2R的Granger原因 24.505490.01616拒绝H[,0]
M2R不是CPI的Granger原因 20.729090.48867不能拒绝H[,0]
CPI不是FAR的Granger原因 30.330000.80366不能拒绝H[,0]
FAR不是CPI的Granger原因 34.667050.00645拒绝H[,0]
由于Granger因果检验的任何一种检验结果都与滞后长度的选择有关，需要根据AIC和SC准则选取滞后阶数，原则是AIC和SC的值越小越好。经过反复检验，分别确定各变量进行Granger因果检验的滞后阶数，反映在表3中。检验各变量之间的格兰杰因果关系，结果表明：第一，拒绝“M2R不是GDPR的Granger原因”的原假设，表明在94.3％的置信概率下可以相信M2R是GDPR的Granger原因，但不能拒绝“GDPR不是M2R的Granger原因”的原假设，这说明GDPR不能构成M2R的Granger原因。第二，拒绝“FAR不是GDPR的Granger原因”和“GDPR不是FAR的Granger原因”的原假设，表明在99％的置信概率下可以相信FAR和GDPR互为Granger因果关系。第三，拒绝“CPI不是GDPR的Granger。原因”的原假设，但不能拒绝“GDPR不是CPI的Granger原因”的原假设，表明在93％的置信概率下可以相信CPI是GDPR的Granger原因，但GDPR并不是CPI的Granger原因。第四，M2R在90％的置信概率下可以被认为是FAR的Granger原因，但FAR不能构成M2R的Granger原因。第五，在98％的置信概率下可以相信CPI是M2R的Granger原因，但尚且不能得出M2R是CPI的Granger原因这一结论。第六，在99％的置信概率下可以相信FAR是CPI的Granger原因，但不能得出对称的结论。从以上讨论可以看出，上述的各类计量检验很好地印证了本文的理论假说。
六、结语：我们需要什么样的波动
本文在一个以政府控制权收益为基础的晋升激励框架下，考察中国经济周期的形成。本文研究发现，由于政府保持着经济的过强控制权，并且政府组织中以政府控制权收益为基础的晋升周期体制构成了长期存在于我国经济发展中的周期性波动的主要成因，中国的经济周期本质上是“晋升体制周期”。随后我们利用中国经济周期数据进行的描述统计和计量检验，实证结果支撑了本文的理论逻辑。中国经济的周期性波动内生于中国特有的政治经济运行体制。
不同于传统文献，本文得出的一个结论是，宏观调控是经济周期形成的重要源泉，这推翻了传统理论中宏观调控是经济周期的应对手段的一贯认识（如刘伟、蔡志洲，2005）。因此，如何正确的认识宏观调控和经济周期是摆在经济学界面前的一个课题。事实上，综观历史发展，任何经济体制都不可避免波动，因为经济面临着各种各样的内在的或外在的冲击。如果说经济周期性波动在任何经济中都是不可避免的话，那么一个问题就是我们需要什么样的经济波动。真实经济周期的研究发现，成熟的市场经济当中由技术冲击引发的波动本身符合帕累托最优标准（Kydland and Prescott，1982），或者，这种周期具有一定的清洗剂作用。而回顾我国的经济波动，可以发现，其是由政府主导型经济中的激励体制和宏观调控决定的，就经济效率而言，这种波动形态可以引发大量的效率损失。因此，改革的一个必然方向就是向市场经济的继续迈进，而从现实意义讲，这又意味着经济增长方式的转变和进一步的产权改革以适度放松政府对经济的控制。
注释：
① 作出这一假设的另外一个重要原因是，利用1953—2006年的数据，设定如下模型：g＝c＋far＋e，其中，g代表经济增长率，c代表常数项，far代表固定资产增长率，e代表随机扰动项，回归结果得出，投资增长率变动可以解释经济增长率变动的71％，且p值为0.0000。
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