中国经济波动的总供给与总需求冲击作用分析，本文主要内容关键词为：中国经济论文,总需求论文,作用论文,总供给论文，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
在内部结构调整和外部环境变化的影响下，近年中国宏观经济表现出与过去截然不同的“高增长、低通胀”特征。Fischer and Sahay(2000)指出，结构调整和稳定政策是决定转型国家经济表现的两个重要因素。前者涉及经济体的供给能力，后者影响需求。从实践看，结构调整及其伴随的资源配置效率提高，无疑极大改善并提升了中国经济的总供给能力；另一方面，累积的宏观调控经验，以及随经济转型不断完善的政策传导机制必然也会积极地影响总需求而作用于宏观经济。但是，从宏观经济理论研究及政策分析角度看，一个值得研究的问题是：近年来我国宏观经济运行的“高增长、低通胀”究竟主要来自于结构调整导致的总供给能力改善，还是实施需求管理政策的结果？
本文用总供给和总需求模型(AS-AD model)和结构式向量自回归模型(SVAR)考察1996—2005年期间驱动我国产出和价格水平变化的总供给和总需求的作用。以此为基础，评价这一期间结构调整对我国经济增长的促进作用，讨论需求管理政策的有效性，并进一步探讨开放条件下我国宏观调控方式转换的问题。
本文结构如下：第二节简单回顾1996年以来中国的宏观经济表现，并评述现有文献的相关观点；第三节提出研究问题的理论模型及实证分析框架；第四节，利用1996年第1季度至2005年第4季度的数据估计模型，分析并揭示驱动中国产出和价格水平变化的总供给和总需求的作用；第五节是结论及政策建议。
二、关于中国经济“高增长、低通胀”的观点论争
1996—2006年期间，中国国内生产总值年平均增长率实现9.28％，通货膨胀率平均维持在2.55％的水平。① 其间，在亚洲金融危机冲击下，1998年、1999年经济增长率降至7.8％和7.6％，物价水平首次出现负增长。但在2001年11月中国加入世界贸易组织后，增长率开始反弹，自2003年开始，增长率持续保持在10％以上，2005年、2006年分别到达10.4％和11.1％。另一方面，价格水平并没有持续上升，2005年通胀率回落至4.2％；2006年下降为3.9％。宏观经济呈现出与改革开放以来长期出现的“高增长、高通胀”或“低通胀、低增长”并行交替、经济运行大起大落迥然不同的“高增长、低通胀”的运行态势。
关于中国经济持续高增长的原因，大多数研究认为，随着中国经济市场化程度的提高、FDI流入以及金融体系改革的深化等等，这些经济结构性的调整及其伴随的资源配置效率的提高，都极大地改善并提升了中国经济的生产效率；同时，高储蓄导致的资本快速积累也从长期扩大了中国经济的潜在生产能力，使中国经济维持高增长成为可能(Lardy,1998;Sachs and Woo,2000；中国经济增长课题组，2003,2004,2006；刘伟等，2004)。与此同时，也有论者(刘树成，2003；余永定，2005等)在肯定供给作用的同时，强调指出高速平稳的经济增长体现了中国政府所实施的成功的总需求管理政策，以及不断增强的中国宏观调控政策的有效性。
至于价格水平低位运行的原因，Lin(2000)较早指出，是过度供给而不是总需求不足的结果。樊纲(2003)认为，1996—1999年的价格水平下降源于总需求不足，而2001—2002年的价格下降则是经济效率提升及要素生产率提高的结果。Feyzioglu(2004)指出，入世导致的关税税率的下调可能是导致2001—2002年价格下降的原因。Kojima et al(2005)等用人均实际产出变化反映中国劳动生产率增长，发现价格水平下降的主要原因是劳动生产率快速提高和技术进步。但是，另外一些研究认为需求不足抑制了价格水平的上升。其中Woo(2003)认为，中国不完善的金融市场是阻碍扩张性货币政策刺激总需求的一个主要因素；Gong and Li(2006)，Cargill and Parker(2004)等发现，中国价格水平的波动与需求管理政策之间的联系并不密切，因此，扩张性政策对总需求作用有限。
上述大部分研究主要是基于对经济现实的观察而得出定性的结论。有关驱动中国经济增长与价格波动的总供需作用的实证研究不仅数量少，而且受到数据的限制。事实上，关于驱动中国产出和价格变动的原因，不仅定性和定量分析的结果往往不一致；而且定量分析中，不同研究因采用不同的变量指标(如不同的产出变量，不同的价格变量)、使用不同的样本期间而结论不同。其中，值得一提的是Zhang and Wan(2005)用Blanchard and Quah(1989)方法对中国宏观经济波动成因的研究。他们用1985—2000年的季度数据构建了产出和通货膨胀率的结构式VAR模型，② 研究认为，总需求变动是中国产出和价格水平波动的主要原因。
本文的研究在以下方面区别于Zhang and Wan(2005)：首先，本文选择1996—2005年作为研究对象期，③ 应用非线性插值法把新口径年度GDP数据转变为季度数据估计模型，④ 侧重分析中国加入WTO后的经济波动成因。其次，对产量和价格水平的时序列进行了含有一个结构断点的平稳性检验；在此基础上，为确保实证结果的稳健性，我们还进行了模型估计结果对变量选择敏感性的稳健性(robust)检验，以确定一个符合理论预期的基准模型用于分析。最后，我们首次测定了中国经济在1996—2005年期间所面临的总供给和总需求冲击的程度及变化趋势；并计算了这些总供需冲击对产出和价格波动的影响程度及其路径。
本文的研究表明，近年的“高增长、低通胀”是在供给强有力的推动下实现的。高储蓄导致的快速资本深化，经济结构调整引发的微观市场资源配置效率的提高，以及近年针对生产者的一系列减税政策产生的对企业特别是高新技术企业以及资本密集型企业的激励等，是供给能力扩张的主要原因。入世后在世界市场需求的保证下，经济有效供给能力的改善通过出口的增长保证了经济的高增长速度。但是，转型期中国经济的体制性缺陷、经济结构存在的问题以及外部市场的不确定性都使我国今后的经济增长面临较大风险。这就要求现阶段的宏观调控更加重视供给管理，把提升本国经济竞争力、增加有效供给能力、提高国民收入水平放在宏观经济政策的首位。
三、宏观经济波动与冲击分解：理论与实证
这里，我们首先引入分析产出和价格波动的总供给和总需求模型(以下简称AS-AD模型)，并给出以此为基础的计量经济分析工具；其次，描述用于模型估计的数据处理过程，并进行模型估计前必要的检验；最后，进行模型估计结果敏感性的稳健性检验，在此基础上选择本文分析的基准模型。
(一)理论分析框架
AD-AS模型是大量实证研究产出和价格水平关系的基准模型(Blanchard and Quah,1989)。通常假定：长期均衡产出取决于资源禀赋条件、技术进步水平以及经济制度等长期影响供给能力的因素；短期工资和价格水平具有黏性。因而，短期供给曲线是正斜率的，长期供给曲线是垂直线。由需求管理政策等引起的短期产出波动可以理解为是对长期均衡产出的偏离(Mankiw,2000)。利用这些思想可构建一个结构式向量自回归模型(SVAR)，用具有长期影响的供给冲击和具有短期效应的需求冲击来解释产出和价格水平的动态变化关系。
与大多数文献一致，依据实际经济周期理论刻画长期均衡产出的生成过程：⑤
这里，Δy[,t]为当期产出与上一期产出的差。(4)式意味着，产出的波动来自两方面冲击的作用：一是那些直接影响经济潜在产出的总供给冲击；二是那些只具有短期效应的总需求冲击。
另一方面，根据扩展的菲利浦斯曲线，价格水平的变化可以被描述为：
上式同样把价格水平的波动接受为总供给冲击和总需求冲击共同作用的结果。
(4)式和(6)式即为一个包含产出和价格两个变量的结构式VAR模型的VMA形式的表述。⑥ 在这个系统中，产出和价格的波动纯粹由随机冲击的累计效应来解释。这些冲击
被认为是经济系统中直接影响产出和价格波动的最原始的冲击因素，称为结构式冲击(underlying structural shocks)或创新(innovations)。⑦ 为了定量确定这些冲击的大小，我们需要做如下的转换。用向量形式可把上述动态系统改写为：
虽然我们无法直接观察到结构式冲击u[,t]，但是在一定条件下可以通过估计简约式VAR即(8)式来获取结构式冲击的信息。为此，Blanchard and Quah(1989)提出了一个模型识别的附加条件，即假定在两类结构式冲击中，总供给冲击不论对产出还是价格水平都具有长期持久的影响，而总需求冲击只会对产出产生短期影响，也即就长期而言，潜在产出不受总需求波动的影响。在这个约束条件下，我们可以估计(8)式，并利用估计获得的结果把产出和价格水平的波动分解为分别能够用总供给冲击和总需求冲击解释的部分，从数量上确定出两类结构式冲击的规模及变化轨迹，以此分析经济体系运行所受到的内外部环境变化的影响，以及揭示驱动产出和价格波动背后的供需力量对比。
(二)数据处理说明及相关检验
为了保证实证研究结论不受变量选择的影响，我们分别用实际GDP和实际工业生产总值作为产出的代理变量，用CPI和GDP平减指数作为计算通货膨胀率的变量，通过估计不同组合的模型，选择一个符合经济理论的基准模型，并讨论模型估计的稳健性。
由于国家统计局并未公布新口径的季度GDP数据，这里我们按如下程序获得与新口径年度GDP序列一致的季度数据。⑧ 第一步：基于趋势离差法，先计算出1994—2005年期间旧口径GDP季度序列与旧口径GDP年度序列之间的趋势离差，然后依据离差序列和新口径GDP年度序列计算现价的新口径GDP季度序列。第二步：利用统计局公布的上年为100的CPI和上月为100的CPI序列计算出2000年二季度为100的定基CPI季度序列；依据新口径GDP可比价年增长率计算年度GDP平减指数；再以定基CPI季度序列作为引导序列，用三次厄尔密样条(Cubic Hermite Spline)插值方法把年度GDP平减指数插值为季度GDP平减指数。第三步：利用季度GDP平减指数平减现价GDP的季度数据，获得可比价季度GDP序列。
关于单位根检验及协整检验。在进行模型估计之前，还需要保证所使用的数据符合相关的统计条件。具体而言，要求变量序列符合I(1)过程，而且相互间不存在协整关系。因此，我们分别对实际GDP、实际工业生产总值(IP)、CPI以及GDP平减指数(PGDP)进行平稳性检验，并对四种产出与价格的组合进行协整关系检验。
虽然标准的ADF检验被广泛用于时间序列的平稳性检验，但Perron(1989)指出，忽略时间序列可能存在的结构断点(structural break)会降低该检验拒绝单位根假设的功效。为此，Perron在已知或给定一个结构断点的条件下修订了ADF检验。之后，Zivot and Andrews(1992)以及Perron(1997)放弃了外生结构性断点的假设，使数据生成结构变化导致的断点能够在检验过程中内生决定。进一步，Lumsdaine and Papell(1997)将检验方法进一步扩展到允许两个结构断点的存在。这里，考虑到本文实证研究的样本区间有可能因为亚洲金融危机、入世等这样一些内外因素的影响导致数据出现结构断点，我们首先进行不存在结构断点的单位根检验，之后，再进行允许一个结构断点存在的单位根检验。
由于现有研究已表明，相比于依据信息量标准确定滞后期的长期，采用Hall(1994)提出的“tsig”方法获得的检验结果将具有更好的统计特征(Perron,1997,pp.359—360)。因此，我们设
＝8，依次递减决定滞后期长度。如表1所示，ADF检验和P-P检验表明，这四个变量基本符合I(1)过程的统计特征。
假设存在一个结构断点，且不知道断点生成的具体时间，我们使用Zivot and Andrews(1992)的模型A(即允许截距项发生一次改变)和模型C(允许截距项和斜率同时变化)重新对上述四个变量进行单位根检验。这里，模型A表示为：
按照Zivot and Andrews(1992)，我们假设结构断点可能发生(0.15T，0.85T)的样本区间内(T为样本总量)。由于从1995年第1季度至2005年第4季度共包含44个样本点，因此，第1个结构断点可能发生的时间(TB)为1996年第3季度，最后1个断点发生的时间可能在2004年第1季度。在所有可能发生断点的时点上，利用OLS方法估计上述两个模型，选取使模型中参数a的t统计量绝对值最大的那个时点为结构断点发生的时间。
检验的原假设为a＝0，即
存在单位根，备选假设为a＜0，是具有断点的平稳序列。按照Zivot and Andrews(1992)，需要对每一个变量通过5000次的ARMA(p,q)的估计来生成实际分布，计算有限样本的精确临界值。鉴于现有研究中已有一些研究计算并获得了一些中国宏观变量的精确临界值，如梁琪和滕建州(2006)、Li(2005)以及Smyth and Inder(2004)等计算了有46至52个样本大小的中国主要宏观年度序列(如GDP及其构成等)的精确临界值。本文将参考这些研究成果来检验GDP和工业生产总值序列。对于价格指数的临界值，本文参考Narayana and Smyth(2006)对人民币汇率和利率序列计算的精确临界值。检验结果表明(表1)，不能拒绝GDP和工业生产总值存在单位根的原假设，但GDP平减指数和CPI却有可能是含有1个结构断点的分段趋势平稳序列。
2.在不含结构断点的ADF检验结果中，括号内的第1个字符代表检验模型包含常数项；第2个字符表示检验模型包含趋势项，0为不包含常数项或趋势项；第3个字符为滞后期。
由于含结构断点的单位根检验结果对样本大小、检验模型的设定差异以及临界值的使用较为敏感，鉴于本文研究的主要目的，我们不再进行含两个结构断点的单位根检验。此外，在估计SVAR模型之前还须进行协整关系检验，而目前把结构断点引入协整分析尚没有成熟的技术。综合考虑，本文依然以四个变量为I(1)过程展开下面的协整关系检验。
我们使用迹检验和最大特征根检验两种方法检验了四种产出与价格的组合。其中，使用实际GDP的两种组合在5％的显著水平下都表明变量间不存在协整关系；而在使用工业生产总值的情况下，两种检验方法得到的结果不一致。⑨ 尽管如此，为了选择一个符合经济理论的基准模型，我们还是对四种产出与价格水平的组合，分别估计了四种备选的模型。
(三)模型估计结果的稳健性检验以及基准模型的选择
按照AS-AD模型，总供需变化对产出和价格水平的动态影响特征可以归纳为：总需求的正的冲击在短期会扩大产出并带动价格水平上升；在长期，由于理性预期的存在，总需求的扩张仅能影响价格水平而不影响产出。另一方面，正的总供给冲击由于直接改变了经济的潜在生产能力，因此不论短期还是长期，都会导致产出的增加和价格水平的下降(Mio,2002)。根据这一动态特征，我们检验了四个备选模型对变量选择的敏感性。⑩ 结果表明，产出变化的动态特征较少受到变量选择的影响，但价格变化的动态特征却对变量的选择非常敏感。在使用工业生产总值作为产出的代理变量时，正的总供给和总需求冲击都会导致通货膨胀率的上升，出现与理论预期不一致的结果。由于GDP与GDP平减指数组成的模型其动态特征符合理论预期，因此，我们选择它作为实证估计的基准模型。
四、中国经济波动的总供给与总需求冲击作用分析
首先，利用基准模型简约式VAR的估计结果，(11) 我们可以复原出(4)式和(6)式中结构式总供给冲击(u[s][,t])和总需求冲击(u[d][,t])的程度，(12) 以此说明1996—2005年期间内外部环境的变化所导致的经济总供给和总需求冲击的程度及变化趋势；然后，利用脉冲响应函数刻画总供需冲击作用于经济系统的动态路径；最后，我们把中国产出和价格的波动分解为用总供给因素解释的部分和用总需求因素解释的部分，并结合预测误差方差分解的结果，讨论影响中国经济增长和价格波动的供需力量对比。
(一)测定中国经济波动的总供给与总需求冲击程度
图1给出了结构式冲击四期移动平均序列的变化，(13) 以此判断内外部经济环境的变化如何作用于中国的总供需，继而影响中国经济增长与通货膨胀率的波动。如图所示，1997—2000年，负的总供给冲击出现在亚洲金融危机爆发之后；自2002年初开始，总供给冲击开始转为正，这正是中国加入WTO之时。可以说，入世是中国经济重新开始快速增长的重要转折点。此外，在税收政策方面，自2000年开始实行的一系列减免税收政策，直接减轻了企业税负，增强了企业发展活力；同时增值税上试行生产型增值税向消费型增值税转型，以及对软件、集成电路等高新技术产业实行税收优惠等，都直接对资本密集度高的企业产生了激励，促进了我国产业结构和产品结构的调整。因此，正的总供给冲击的出现可以认为是近年来微观层面上厂商效率提高的体现。加入WTO使中国产品走向国际市场的通道逐渐得到改善，经济有效供给能力的改善通过出口的增长实现了经济的高增长。
与此同时，随着扩张性货币政策以及1998年积极财政政策的实施，一定程度上也给经济注入了正的需求冲击，但如图2所示，其效果既不稳定也不持久。2003—2004年，总需求冲击出现程度较大的正的冲击，这显然是这一时期地方政府的投资冲动引发的总需求扩张。2004年底，中央对地方投资行为进行严格行政管理并实施适度从紧的货币政策，使总需求冲击再度由正转变为负。
把供需两方面的冲击变化联系起来，可以发现：近年我国宏观经济“高增长、低通胀”的出现与由入世和减税等因素导致的正的总供给冲击密切相关。
(二)总供需冲击的宏观传导机制分析
在确定了经济面临的总供需冲击的程度之后，我们利用脉冲响应函数来刻画这些冲击如何作用于经济增长和价格波动。图2给出了由结构式冲击触发的增长率和通胀率变化的动态路径。图中的实线表示1单位(或一个标准偏差)的正的总供给冲击通过经济体系的传导在不同的时期所导致的产出和价格水平变动的情况；虚线则代表1单位的正的总需求冲击所诱发的产出和价格水平变动的情况。如图3所示，正的总供给冲击可稳定拉升增长率，并使价格水平下降。在经过8个季度后，正的总供给冲击能使增长率提高约0.66个百分点，价格下降约0.1个百分点。这说明供给能力的改善与扩张对维持经济的长期增长具有重要的作用。
另一方面，总需求冲击对产出的影响随着时间的推移逐渐趋于消失；但是可以导致约0.4％的价格水平的上升。不过，总需求冲击的短期效应并不稳定：1单位的正的总需求冲击发生后的第2个季度能够快速提高产出和价格，在紧接下来的3—4个季度里却有一个反向变动(即下降)的过程，可称之为需求扩张的过度调整(over-adjustment)。这种过度调整可能与开放条件下我国需求管理政策作用于宏观经济的特殊机理密切相关。在成熟市场经济国家，扩张性政策(如货币政策)通过降低利率可以有效地扩大消费需求和投资需求，(14) 拉动经济增长率的提高；因此其政策效应具有较高的稳定性。但是在中国，现阶段需求管理政策的效应(不论市场手段还是行政手段)更多是通过对投资需求而不是国内消费需求的有效影响来实现的。(15) 在转型期，一些尚未得到根本改变的体制性因素依然是推动投资扩张的重要原因，诸如地方政府出于发展地方经济的需要以及政绩考核而引发的投资冲动；同时，由于要素市场的市场化改革尚未到位，要素价格(土地、资金以及劳动力等)严重偏离其均衡水平等，这些因素都可能使需求政策在调控投资需求时存在较大的不确定性。更重要的，在开放条件下，一国政府刺激出来的总需求未必都能形成对本国产品的需求。在我国目前的经济发展及技术水平上，以投资需求为主的需求扩张，将比消费需求更多地转化为对国外的需求。这些因素都会进一步加剧需求管理政策效应的不确定程度。
图1 结构式总供给与总需求冲击
资料来源：作者计算。
图2 结构式脉冲响应函数(累计，季度)
资料来源：作者计算。
(三)驱动产出和价格水平波动的总供需力量对比分析
我们将进一步揭示驱动我国产出和价格水平波动的总供需力量对比。可以使用两种方法：一是利用预测误差方差分解的结果；(16) 二是直接把产出和价格的波动分解为用总供给因素解释的部分和用总需求因素解释的部分，然后进行对比。(17)
先看预测误差方差分解的结果。如表2所示，在10个季度后，驱动产出波动的因素中，属于总供给冲击的因素大约可以解释产出波动的67％，剩余的33％可以用属于总需求冲击的因素来解释；而95.9％的价格水平的波动都是由总需求冲击引发，总供给冲击只解释了价格波动的4.1％。由此可见，驱动中国经济增长的力量主要是经济总供给方面的因素；总需求的改变主要是影响了价格水平的波动。
接下来，我们按照(8)式把产出和价格的波动分解为两个部分：一是可以用总供给因素解释的部分(AS component)，另一是用总需求因素解释的部分(AD component)。图3描绘了我们估计获得的增长率波动的两个构成成分，其中，实线代表产出波动中能用总供给冲击解释的部分，虚线代表产出波动中用总需求冲击解释的部分。我们可以发现：1998—1999年经济增长率的下滑是供给萎缩和需求不振共同作用的结果；2000—2001年由扩张性政策支撑的总需求扩张一定程度上保证了增长率的回升；2003—2004年在供给扩张和需求反弹的作用下增长率快速回升；当2004年下半年政府为治理经济“过热”而出台了一系列行政管制和市场调控措施开始生效后，总需求开始衰减，但得益于总供给的继续扩张，2005年经济增长仍然维持了10.1％的水平。
再看价格水平波动的情况(图4)。可以发现，1998—1999年以及2000—2001年价格水平的低位运行是需求紧缩的结果；(18) 2003年至2004年上半年价格水平的快速回升，完全是总需求扩张的通货膨胀效应的体现；供给扩张对价格水平的通货紧缩效应从2002年中后期开始显现。(19) 进入2005年，总供给扩张和需求不振的通货紧缩效应共同导致了2005年价格水平的回落。
图3 实际GDP增长率波动的构成分解
图4 通货膨胀率波动的构成分解
资料来源：作者计算。
五、主要结论与政策思考
本文以总供给和总需求模型为理论分析框架，通过估计一个包含产出和价格水平的结构式向量自回归模型，从实证角度揭示了1996—2005年期间在内部经济结构调整、外部经济环境变化的背景下，产出和价格水平波动的动态机制。我们首次测定了该期间我国经济所面临的总供给和总需求冲击的程度及变化趋势；并计算了这些总供需冲击对产出和价格波动的影响程度。我们的研究目的在于揭示近年来出现的“高增长、低通胀”的原因：它究竟来自于向市场经济转轨过程中的结构性调整导致的总供给能力改善，还是需求管理政策作用于总需求的结果？对这一问题的回答，不仅有助于我们正确理解当前推动中国经济增长的主要动力，判断目前价格水平下降的性质“好”、“坏”，(20) 而且有助于我们进一步深入认识经济全球化背景下的宏观经济学理论可能的发展前景以及全球化对民族国家宏观经济调控政策选择的深远影响。
我们的主要结论是：
1.近年来我国经济的“高增长、低通胀”基本上是在供给强有力的推动下实现的。这一观点与Zhang and Wan(2005)的研究结论不同，他们认为总需求变动是中国产出和价格水平波动的主要原因。结论不同的原因在于，Zhang and Wan(2005)仅仅考察了2001年之前的情形，而我们侧重分析了2001年中国加入WTO之后的情况。在这一时期，高储蓄带动的快速资本深化，经济结构调整引发的微观层面市场资源配置效率的提高，以及近年针对生产者的一系列减税政策对企业特别是高新技术企业以及资本密集型企业的激励等等，使中国经济的供给能力扩张，竞争力提升。与此同时，加入WTO使中国产品走向国际市场的通道逐渐得到改善，经济有效供给能力的改善通过增加出口得到较充分的利用，从而实现了经济的高增长。
2.2002年之前，我国价格水平的下降主要还是通货紧缩导致的需求萎缩的结果，真正意义上的供给扩张导致的通货紧缩效应在2002年之后才出现。这一结果否定了樊纲(2003)所提出的2001—2002年价格下降是有效降价的观点；一定程度上支持了Kojima et al(2005)的研究结论：近期中国价格水平下降的主要原因是技术进步和劳动生产率的快速提高。
3.1996—2005年期间的总需求扩张虽然也在一定程度上影响了中国的产出和价格，但其政策效应不稳定。这说明，对处在全球化中实行开放政策的转轨中的中国经济而言，实行需求管理政策的机理与政策传导渠道似乎不同于凯恩斯经济学所揭示的那样。由于政策作用机理尚不明晰，政策传导渠道也存在问题，总需求管理政策在现阶段中国宏观经济调控中的作用相当有限，政府利用需求管理政策调控经济的难度也很大。
由上述结论引出的政策思考是：
1.经济全球化使实行开放政策的经济体的宏观经济调控环境发生了重大变化。随着经济全球化的发展，宏观需求管理政策在全球化条件下不仅其政策实施的空间在逐步缩小，而且政策效应的不确定性也在不断扩大，它导致需求管理政策的局限性不断提高。从理论上分析，浮动汇率制和逐步走向放松的资本流动管制，将使传统意义上适用于封闭经济的凯恩斯主义的扩张性财政和货币政策实施的空间大幅度地缩小。同时，随着中国经济与主要经济体国家经济联动性的增强，我国经济越来越多地受这些国家经济波动以及宏观政策的影响，这些因素都会削弱我国宏观调控政策的确定性(龚敏和李文溥，2006)。
2.由于正的总供给冲击能够提高经济增长率并降低通胀水平，而且效应稳定。这预示着一个重要的宏观经济事实正在形成：实现我国经济稳定持续增长的关键因素正在从需求转向供给。这一宏观经济事实根源于不断发展的经济全球化正在使民族国家宏观经济关系发生根本性的变化：民族经济体的总供需关系正在从(国内)需求创造(国内)供给向(对世界的)供给创造(本国的)需求转化，因此，我国经济的持续增长必须依赖正的总供给冲击来保证。适应这一变化，民族国家宏观经济政策的重心应有所调整(李文溥，2000，1999)。我国的宏观经济政策应逐步弱化需求管理，重视供给调整(李文溥，2007；刘伟和苏剑，2007)。
20世纪80年代以来，西方发达市场经济国家纷纷实行经济自由化(neo-liberal outlook)政策，其核心正是通过供给调整，提高微观经济效率来增强本国经济的国际竞争力。其主要政策有：贸易自由化、金融自由化、劳动力市场改革、税制改革和非金融部门私有化与管制改革，调整、完善竞争法，重视竞争政策的实施等等。
目前正在进行的经济全球化，实质上是市场经济的全球化过程，全球范围展开的市场竞争使人们高度关注企业层面上的微观效率问题(micro-efficiency)，却在一定程度上忽略了经济体层面上由于失业率上升以及收入(尤其是劳动要素收入)增长缓慢而导致的宏观无效率问题(macroinefficiencies)。就企业而言，通过压低工资降低成本的确是提高其市场份额的重要途径之一；但是，就宏观经济而言，国民的可支配收入水平却是决定其国内市场规模的最重要因素之一。如果微观效率的提高不能在宏观层面上实现本国要素报酬从而国内居民收入水平的稳定增长，它将导致一个“合成的谬误”——本国经济持续增长的原始动力在微观“效率”提高的过程中逐渐萎缩。
自1983年以来，我国国民收入分配结构的一个重大变化是：国内消费占GDP的比重逐渐下降，从1983年的67％降至2005年的52.14％。工资占GDP的比重，也从1998年的53％降至2005年的41.4％。人均可支配收入的增长长期慢于人均GDP的增长，显然与我国在缺乏自主创新能力、民族品牌与国际销售渠道情况下发展低技能劳动密集型出口产业，在国际贸易中过分倚重价格竞争，各地政府为引进外资、扩大出口而有意识地压低国内要素供给价格密切相关。这一战略的实施，尽管在经济起飞阶段不无积极意义，但是，它也逐渐恶化了国民收入的分配结构，直接抑制了国内消费需求的扩大。然而，1998年以来实行的意在扩大内需的需求管理政策却没有真正实现其政策目标。(21) 因此，在论证了宏观经济政策必须转向供给管理为主之后，还需要提出的问题是：应当实行何种类型的供给管理？是继续实行传统的以压低国内要素供给价格为基础的价格竞争战略还是建立在自主创新基础上的品质竞争战略？
显然是后者。我们认为，在当前，应当通过内外资企业所得税统一这样的税制调整为企业营造公平的市场竞争环境；通过出口退税政策的调整迫使企业调整产品结构；通过加大对资本密集度高的高新技术产业的税收优惠，提升产业结构；加大教育力度，提高人力资本存量，改善劳动生产率；通过扩大R&D投入，下大气力建设国家创新体系，提升国家和企业的自主技术创新能力、培育自己的民族品牌，建立自己的国际销售渠道等措施，实现从传统的以国内要素低供给价格为基础的价格竞争战略向自主创新基础上的品质竞争战略转化。它不仅将改善我国的微观厂商效率、产业结构效率、市场产业组织效率，提高经济增长的质量；而且也将提高我国的要素价格从而本国国民的收入水平，改变我国目前国民收入分配从而需求结构“两高一低”的失衡状态，保证整个国民经济的长期可持续、有效率的增长，以及本国国民可支配收入的持续稳定增长。
注释：
① 根据国家统计局公布的GDP现价总量和按不变价格计算的GDP增长率换算出各年的GDP平减指数，以此计算通货膨胀水平。
② 结构式向量自回归模型(SVAR)是揭示经济波动中供需力量对比的一种实证分析工具。Blanchard and Quah(1989)首次使用这种方法分析了美国产出增长和失业率变化中总供给的作用和总需求的作用。Quah and Vahey(1995)把他们的方法应用于总供需在决定产出和价格水平波动中的作用分析。此后，这一方法被广泛地运用到各国经济波动与政策研究中。
③ 在此期间，中国经济经历了较大的结构性调整和外部环境的变化，其中亚洲金融危机、中国加入WTO、人民币有效汇率的波动以及一系列的减税政策等因素，都是冲击中国宏观经济的主要因素。
④ 虽然国家统计局在2005年底公布了新口径的年度GDP数据，但新口径的季度数据却无法获得。
⑤ (1)式至(6)式引自Zhang and Wan(2005)。
⑥ 向量自回归模型(VAR)可表述为结构式(Structural VAR:SVAR)、简约式(reduced VAR)以及移动平均模型(VMA)。在一定的条件下三者间可相互转换。
⑦ 一般假定，u[s][,t]和u[d][,t]之间是正交的，它们都有零均值，各自及相互之间都不存在序列相关，方差协方差矩阵为2×2的对角线矩阵。
⑧ 数据若不特殊说明，均来自中经网统计数据库。
⑨ 最大特征根检验表明变量间没有协整关系存在，但迹检验却相反。
⑩ 为了保证SVAR模型参数估计的稳健性(robust)，我们不仅在备选模型中尝试加入虚拟变量，如1997—1998年亚洲金融危机，2001年底的入世，以考虑这些因素对模型参数的影响；而且考虑到人民币汇率形成机制调整的影响，也把汇率作为外生变量加入到SVAR的估计中。限于篇幅，这些估计结果不再给出。
(11) 在此，利用信息量标准确定简约式VAR模型的滞后期。在五个信息量标准中，除SC标准建议使用1期滞后外。LR、FPE、AIC以及HQ标准都建议使用2期滞后。
(12) 为了避免Cover等(2006)中所指出的结构性冲击之间可能存在的序列相关问题，我们利用Ljung and Box的Q统计量检验了序列相关性。结果表明，在5％的显著水平下，我们复原出的两列结构式冲击之间不存在序列相关性。尽管如此，从中国经济的实际来看，难以否认总供给冲击与总需求冲击之间的必然联系，如入世这样的事件，就可能同时产生供需两方面的影响。这个问题需要在本文研究的基础上依据Cover等(2006)的方法进一步展开。
(13) Zhang and Wan(2005)和Gerlach and Peng(2006)都指出，直接使用复原出的结构式冲击序列存在一定的不适当性，应进行四期移动平均后再分析结构式冲击的变化。
(14) 投资需求相当程度上是派生需求，在一定程度上是因消费需求的扩大而扩大的。
(15) 在我国需求结构中，国内消费支出比例自2000年以来不断下降，而投资比例不断上升。2000—2004年期间，总需求中最终消费占GDP的比例平均为57.5％，固定资本形成占GDP的比例为40.04％。按照2005年底国家统计局公布的新口径的数据，2004年最终消费占GDP的份额被调整为54.3％，2005年这一比例继续下降至历史新低，仅为52.14％；2004年固定资本形成占GDP的比例为43.2％，2005年继续上升至43.36％。
(16) 预测误差方差分解指的是，在我们利用所估计的模型预测产出和价格水平的变动时，预测误差中有多少是来自于总供给冲击的波动，有多少是来自于总需求冲击的影响。
(17) 即把式(8)中的ε[,t]按照ε[,t]＝B[－1]u[,t]分解为分别由供需因素解释的两个部分。
(18) 进入2002年，虽然需求扩张的通货膨胀效应已开始显现，但是，通货膨胀率下降为0.6％，以CPI计算的通货膨胀率为－0.5％。比较各个时间点上政策实施对总需求的影响以及实际价格水平的变化，总需求的波动与实际价格水平的变化之间可能存在2—3个季度的时间滞后。
(19) 虽然脉冲响应函数表明供给扩张具有紧缩效应，但方差分解的结果表明总供给冲击仅能解释价格波动的4.1％，因此，把近年的低通胀主要归结于劳动生产率的提高、技术进步的因素还为时尚早。
(20) 由于生产率提高、自由竞争等因素导致总供给扩张而引发的价格下降，被认为是一种“好”的通货紧缩；而由于需求不足导致的价格下降被认为是一种“坏”的通货紧缩。
(21) 我们认为，扩大内需的真正目标是扩大初始需求——国内居民消费需求，而不是派生需求：投资。