我国经济增长趋势与经济周期波动性之间的作用机制检验，本文主要内容关键词为：波动性论文,经济增长论文,机制论文,趋势论文,作用论文，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
判断经济增长率、通货膨胀率、失业率、投资率等诸多描述实际经济和名义经济规模 和变化的指标之间的关联性和影响性等，一直是传统宏观经济学理论和实证研究的核心 问题，其中主要宏观经济变量水平值与其波动性之间的影响方式更是模型描述和计量检 验的重点问题(Turnovsky,1996)。但是长期以来，经济增长理论(研究长期经济增长趋 势和经济增长的形成原因)和经济周期理论(研究经济周期波动模式和经济波动对社会福 利水平的影响)之间出现了一定程度的分离，这导致了在研究经济波动性与经济增长水 平之间的关联性时，出现了两个奇特的现象，一个是关于这个问题的理论分析和实证检 验研究比较少，因此目前关于这两者之间的影响关系的认识尚未达成一致；二是对于经 济波动的研究大都在经济周期理论中进行分析，而对经济增长水平的研究则在经济增长 理论中进行，出现了研究方法和研究对象上的两分性。
随着Solow(1957)和Plosser(1989)的研究工作引起了广泛重视，上述研究上的两分现 象有所缓解，并开始出现了分析模式和理论框架上的统一性。Solow(1957)建立的古典 经济增长模型和Plosser(1989)提出的实际经济周期模型，都是以发生在生产率上的技 术冲击为增长率水平变化和经济波动性形成的主要原因，因此这些模型促进了经济增长 理论和经济周期理论之间的交融。但是，即使一些动态经济周期模型将短期经济波动和 长期经济增长联系起来，目前所得到的一些关于经济波动性和经济增长水平之间关系的 实证结果也存在显著差异。例如，Black(1987)的研究结果认为，经济波动性与经济增 长水平两者之间存在稳定的正相关关系，这种判断被称为“Black假说”(Caporale and McKiernan,1998)。如果“Black假说”成立，则适度的经济周期波动有助于保持快速经济增长，经济周期中积极的经济政策干预不仅是有效的，而且具有正的增长效益；与此相反，Bernanke(1983)等人的研究结果却支持经济波动性与经济增长水平之间存在负相关性的结论，这意味着期限结构较长的积极政策干预将对市场的有效运行产生一定程度的妨碍，因此频繁和剧烈的经济波动性将对经济增长水平带来负面影响。Barro(1996)进一步证实了经济波动性以及经济中其他形式的不确定性(特别是体现在通货膨胀率变动中的价格水平变化的不确定性)也对经济增长率水平具有负的增长效应，并认为当经济波动性超出一定的界限以后，经济波动所导致的经济增长率降低风险(向下风险)将急剧增加，由此可知，波动性与增长率之间的反向影响在传导过程中具有非线性和非对称性。
需要注意到，“Black假说”和Barro(1996)等人的检验都采用了从多个国家增长过程 中选取的截面数据，而并非是单一国家的时间序列数据，这样的检验结果缺乏对具体经 济增长模式的针对性。因此，关于经济波动性与增长率水平之间的影响关系的检验应该 在具体国家的经济增长过程中进行。刘树成(2000)系统地论述了改革开放以来我国经济 增长轨迹中所体现的波动性特征，并认为“大起大落”类型的波动对经济增长水平具有 一定的妨碍作用，同时也发现我国经济增长开始逐渐体现出“缓起缓降”的平稳态势。 刘金全和范剑青(2001)描述和检验了我国经济周期波动的非对称性模式，并发现随着经 济周期非对称性程度和深度的降低，我国经济增长进入了平稳增长阶段。据此认为，经 济波动的平稳性可能是导致该阶段增长率水平降低的潜在原因。随后，刘金全和张海燕 (2003)检验了经济扩张和收缩对经济增长水平的滞后作用，发现我国经济增长过程中具 有一定程度的“反弹效应”，即经济收缩程度能够在积累一定程度后对经济增长水平产 生促进作用，这意味着经济周期波动具有产生“增长效应”的可能性。
我国经济1996年实现“软着陆”以后，经济增长一直处于一个比较平稳的增长区间内 ，并出现了经济波动性降低、经济名义活性减弱和经济周期分界模糊的现象，此间的
GDP增长率速度也一直徘徊在8%左右的水平上。但是，我国经济在2003年底出现显著的加 速(年增长率达到9.1%)，并且该势头在2004年的经济运行中得以持续(2004年经济增长 率仍然高于9%)，并且有望继续延伸这种接近10%的快速增长趋势，这意味着我国目前的 经济增长水平和经济周期模式已经出现了改变。为了判断经济增长的基本趋势和评价宏 观经济政策的作用机制，我们必须对于我国经济周期与经济增长之间的影响程度和影响 方向给出实证性的结论。由于我们仅仅考虑我国的单一国家数据，为此我们需要利用
ARCH模型分离出我国经济增长过程中的条件波动性，并由此构成表示条件波动性的时间序列，这样我们就可以在单一国家样本中进行“Black假说”是否成立的实证检验。另外 ，基于单一国家的时间序列数据，我们还可以利用VAR模型的冲击反应函数，描述了经 济周期和经济增长之间的动态影响和传导路径。经济波动性对经济增长的显著冲击效果 和经济增长对于经济波动的联动作用，可以清楚地说明经济增长过程中存在经济周期波 动，经济波动过程中包含经济增长的具体过程，这正是增长型经济周期的基本特征。这 种有别于古典经济周期的现象有助于我们分析我国经济增长过程出现的新阶段和新态势 (刘金全、张鹤，2004)。
二、经济增长率的均值—条件异方差模型及估计结果
我们利用变量g[,t]表示实际GDP的年度增长率序列，利用变量(tg)[,t]表示序列当中 的趋势成分，变量(cg)[,t]表示其中的周期成分。由于经济增长率序列中不存在显著的 线性或者二次趋势成分，因此可以采用H-P滤波方法脱离时间序列当中的趋势成分(tg)[ ,t]。经济增长率序列中的周期成分和绝对离差(ad)[,t]可以表示为：
(cg)[,t] = g[,t]-(tg)[,t],(ad)[,t] = ｜(cg)[,t]｜(1)
上述周期成分是经济增长率实际水平中脱离趋势水平的剩余部分。图1给出了我国1953 ～2003年以来经济增长率的水平成分、趋势成分和周期成分的时间路径，数据来源为《 中国统计年鉴》。从图1可以看出，虽然我国经济增长过程的趋势路径比较平滑，但是 实际增长路径中仍然包含了显著的波动成分，1978年改革开放以来的经济增长过程体现 了增长型经济周期的态势，即经济增长过程中没有出现负增长情形。
由于一个平稳时间序列的条件方差可能出现随着时间的变异现象，下面我们采用ARCH 模型及其推广形式(称为GARCH模型)来描述增长率当中的条件波动性及其相互影响(模型设定和估计方法，参见Mills,1999)。
描述经济增长率的GARCH(p,q)模型由两部分组成。第一部分是数据生成过程(均值过程 )：
这说明条件方差不仅依赖过去的条件方差(GARCH项)，而且依赖模型过去绝对残差的平 方(ARCH项)。由于GARCH模型的条件方差依赖过去已经实现了的波动程度和已经变更的 信息，因此它能够用于描述一些平稳性和波动性混合的数据生成过程。
利用上述GARCH模型可以进一步判断波动性对于序列绝对水平的影响。例如，我们将试 图判断是否随着增长率波动程度的加大，增长率的绝对水平也随之增加。为此在均值方 程中引入条件标准差，构造下述GARCH-M模型：
如果上述方程中当期条件标准差的调整系数λ＞0，则意味着存在对波动性的“风险奖 励”，即经济增长的风险(波动性)增加将导致增长率的绝对水平提高，此时“Black假 说”成立，经济增长水平与经济波动性之间存在正相关关系。相反，如果当期条件标准 差的调整系数λ＜0，则意味着存在增长风险带来的“风险惩罚”，经济波动性将导致经济增长率水平降低，这种情形支持Barro(1996)等人提出的应该降低经济中不确定性及其作用的结论。在存在“风险奖励”或者“风险惩罚”时，结合经济个体的风险态度(风险偏好、风险中性和风险厌恶)，还可以进一步计算出为了保持确定性增长率而愿意放弃的经济增长率水平(“风险溢价”)等。
在实际估计中，我们首先检验经济增长率回归方程中可能存在的自回归现象。为此， 利用ARMA(1，2)模型进行估计，可以得到残差序列自相关检验的Ljung-Box Q-统计量( 取滞后阶数为6)的值为5.083，在5%的显著性水平下，该估计结果拒绝2阶以上的自相关 的存在性，因此我们可以选取ARMA(1，2)模型作为经济增长率序列的均值方程。
进一步利用LM统计量检验残差序列中的ARCH效果是否存在。为此，计算LM统计量为TR [2] = 5.47，与自由度为1的x[2]分布的分位数比较，可知在5%的水平存在显著的1阶
ARCH效果，因此我们选择ARCH(1)模型作为条件方差过程(如果引入GARCH项，则发现条件 方差序列在尾部数据出现发散现象，因此未采用GARCH模型；经济增长率中这种扩散性 的GARCH现象值得进一步进行计量分析和检验)。
在确定了增长率序列的均值过程和条件方差过程以后，可以直接估计上述ARCH-M模型 。具体估计结果如下：均值过程的方程估计为(括号内的数值为参数估计的t-统计量，* 表示在5%的水平下显著，下同)：
首先，我们可以通过上述模型识别出经济增长率当中的条件标准差序列，我们将条件 方差序列表示为(cd)[,t] = h[,t]。图2给出了增长率序列中绝对离差序列(ad)[,t]和( cd)[,t]条件标准差的时间轨迹。从图2中可以看出，这两种波动性度量的时间路径都显 示出波动性的聚类现象(在某些区间密集，在某些区间稀疏)，并且它们具有类似的波动 模式，这表明无论是利用绝对离差序列还是利用条件标准差序列，它们在度量我国经济 波动性上具有稳健性。从图2中还可以看出，我国经济增长过程的稳定性正在逐渐增强 ，1978年改革开放以后的经济运行的稳定性显著提高，而1996年经济实现“软着陆”后 的波动性而达到最低水平。我国经济波动性的时间序列轨迹不仅表明我国经济增长过程 中确实存在显著的条件异方差性质，而且说明我国经济增长过程中存在经济增长率水平 和经济增长波动性的双重周期现象。
其次，我们得到的ARMA(1，2)—ARCH—M(1)模型的估计结果支持“Black假说”。就该 模型的估计系数而言，主要解释变量的系数均具有统计上的显著性，这表明模型的整体 效果较好，体现经济波动性对经济增长率水平影响的参数λ = 0.3816＞0，并且具有较高的显著性水平。从具体数量上分析，条件标准差变量(经济波动性)对经济增长率(经济增长水平)存在显著的正向影响，经济增长率相对于波动性的弹性系数为0.3816，这说明1个百分点的波动性将诱导0.38个百分点的经济增长率提高，这是一种比较显著的经济波动性向经济增长率的正向“溢出效应”。注意到我们现阶段的经济波动性主要是由市场体制逐步完善和积极经济政策干预形成的，因此，“Black假说”的成立也意味着我国的市场体制逐步完善和经济政策调控不仅是积极有效的，而且都给经济增长速度的提高带来了正的收益。
另外，需要说明的是，如果仅仅考虑1978年以后的样本数据，并进行上述类似的定量 分析，我们将得到更为明显的波动性与增长水平之间的正相关性。这说明改革开放以后 的中国经济增长并未因为消除了古典经济波动模式(可能具有负增长情形)而降低了经济 波动性对于增长率水平的正向影响，我国经济周期与经济增长之间相关的基本模式仍然 在延续着，甚至有所加强。因此，不能因为我国出现了一段经济增长率水平变化的平缓 期(图1所示的1996～2002年)，就认为我国经济波动的“溢出作用”有所降低，进而否 认我国基本经济周期的存在性。只要经济周期的波动性对经济增长率水平的作用效果依 然存在，那么经济周期波动就可以作为调节经济运行的必要机制而继续存在。
三、VAR模型估计与冲击反应函数分析
为了分析经济波动性和经济增长率水平之间相互影响的动态传导过程，我们可以在经 济增长率和条件波动性构成的二元VAR模型中进行冲击反应函数分析，以便识别波动性 冲击或者增长率冲击产生正向影响的时间过程和动态轨迹。
采取变量滞后2阶的VAR模型(通过模型阶数的显著性比较，发现2阶滞后效果已经比较 显著，从变量节省和模型简单的角度出发，可以选择2阶自回归过程)，VAR模型的结构 式方程为：
其中L是滞后算子，A是2阶滞后算子多项式构成的矩阵，假设其特征根均落在单位圆外 ，这样VAR模型便具有动态稳定性。
如果假设波动性冲击先于增长率冲击[相当于给定了变量之间的Cholesky分解顺序，这 意味着条件波动性的结构冲击ε[,2t]能够即时影响产出增长率g[,t]，而产出增长率的结构冲击ε[,1t]对条件波动性(cd)[,t]没有即时影响，这相当于给定参数约束条件b[,12] = 0]，则可以获得上述冲击反应函数估计，例如可以得到增长率相对于条件标准差的冲击反应函数和条件波动性相对于经济增长率的冲击反应函数为(具体估计方法和过程参见Mills,1999)：
dg[,t + n]/dε[,2t] = f(n),d(cd)[,t + n]/dε[,1t] = g(n),
n = 0,1,… (10)
其中n表示暂时冲击发生后的时间滞后间隔，f(n)和g(n)是算子多项式(A[-1]ε[,t])展开后得到的对应系数。选取滞后长度为12年，通过具体计算可以得到上述冲击反应函数，其轨迹由图3和图4给出(图中的虚线表示2倍标准差的置信区域。横坐标单位表示冲击发生的滞后间隔，纵坐标表示单位百分点冲击导致目标变量变化的百分点，即坐标刻度乘以100%)。
首先，从图3的冲击反应曲线中可以看出，当经济波动的条件标准差出现1个单位(百分 点)的冲击以后，在1～2年的时间间隔内，经济增长率立即出现了正向反应，虽然冲击 反应的衰减速度较快，但初始期间的反应仍然比较明显，反应过程体现出富有弹性的特 点。波动性冲击发生当期，经济增长率将出现大约1.6个百分点的增长响应，即波标准 差发生1个单位的增加，它对经济增长水平的拉动过程具有“乘数效应”。经济波动性 冲击发生以后，在2～2.5年的时间间隔内出现了比较微弱的反向调整，这是经济波动的 收缩过程，体现了经济周期过程中经济增长率波动向均值水平(对应着经济体制条件和 市场条件下的自然增长率水平)的均衡回归过程。经济波动性的暂时冲击发生5年以后( 这大约相当于我国一个经济周期的基本长度)，波动性冲击的影响逐渐消失，并且十分 稳定地处于零均值过程，这表示外生经济波动对我国经济增长缺乏长期影响，我国经济 周期波动的内生属性尚不明显。
其次，从图4的冲击反应曲线可以看出，条件波动性对经济增长率的单位冲击也产生了 类似反应过程。如果经济增长率出现1个百分点的正向冲击，则势必诱导出一定程度的 暂时经济扩张，从而产生适度的经济波动。体现在冲击反应曲线上，在初始阶段(2年时 间左右)经济增长率冲击确实放大了条件波动性，但是其弹性作用比较微弱，仅仅导致 波动标准差0.28个百分点的增加。在冲击发生后的2～5年期间，经济波动性开始出现平 稳性衰减，此时早期的经济加速导致了后继条件波动性的降低，这种反应过程仍然处于 弱弹性状态。这种冲击反应模式表明，由于经济周期中扩张期和收缩期的交替，导致经 济波动性本身也具有内生的稳定性，这也是经济增长接近“自然率水平”以后所体现和 稳态特征。最后，经济增长率冲击对波动性的影响也在维持大约5年以后基本消失，这与我国经济周期长度和波动格局完全吻合。
无论是条件波动性的冲击，还是经济增长率的冲击，其有效作用期间大约都在5年左右 ，这正是我国经济周期的基本长度(刘树成，2000；刘金全、张鹤，2004)，也是我国宏 观经济政策调控周期的基本长度(主要是由国家经济五年发展规划所确定)。经济周期波 动与经济增长趋势之间的正相关作用，导致短期经济周期波动和长期经济增长在短期内 交叠和融合，并出现了波动性周期和增长率周期的掺杂和重叠。我们还应该注意到，虽 然条件波动性和经济增长率对经济冲击都具有正向的灵敏性反应，但由于经济冲击效果 均是短暂的，无法形成持续冲击效果，这说明短期经济波动中的经济周期无法形成对长 期经济增长趋势的持久影响，同时长期经济增长趋势中可以蕴涵着多个和多种短期波动 性周期，短期经济周期波动的具体形态与长期经济增长的潜在趋势之间很可能出现其他 类型的相关关系，甚至它们在长期内可能是两分的(Barro,1996)。
四、经济增长态势与经济周期之间影响关系的基本结论
我们利用ARCH-M模型和VAR模型具体度量了我国经济中经济增长水平与经济周期波动之 间的影响关系。我们得到的实证结果支持Black提出的“经济波动性与经济增长水平正 相关”的理论假说。这说明无论是名义经济还是实际经济中出现的显著波动性，都将在 短期内带有一定程度的“风险奖励”或者对经济增长率的“联动作用”。经济波动性的 加剧，在很大可能下将伴随着较高经济增长率水平的实现，这意味着经济波动在短期内 并不是什么“坏事”。“Black假说”成立带来的直接政策启示是，“诱导经济波动” 可以作为一种积极经济政策的目标选择。我国经济中存在的这种独特现象给我们带来了 深刻启示，并对制定宏观经济政策产生了重要影响。
1.当经济处于增长型经济周期时，由于周期波动性与增长率水平之间存在一定程度的 正相关性，因此经济当中出现的适度经济波动将有助于经济增长速度的提高。特别是当 经济处于经济周期的收缩阶段时，一定程度的经济收缩必将积蓄经济“反弹”的动力， 经济收缩的幅度越大，时间越长，其“反弹”的扩张性就越强。1996年经济“软着陆” 以后，我国经济增长率一直围绕8%的水平稳定地徘徊。1996～2002年，我国经济之所以 没有出现显著的回升势头，一个原因是我国经济增长速度并没有出现严重收缩，经济增 长速度仍然处于正常的范围内，因此没有形成足够的“反弹”蓄力；另一个原因是此间 缺乏显著的经济波动性，由于此间的经济波动十分稳定，则经济波动性对经济增长率的 “拉动作用”也没有体现出来。因此，1996～2002年的经济周期是一个经济周期波峰和 波谷混杂，经济周期分界模糊的“平缓型周期”。
2.如何解释“经济波动性与经济增长水平之间的正相关性”的实证结论，这是一个无 法回避、也尚未得到共识的问题。就我国经济的具体情形而言，我们认为主要有两点原 因。一个原因是我国目前存在大量的风险性投资，也存在显著的“风险性收益”。由于 我国经济增长的整体趋势比较明朗，国家经济风险水平较低，风险投资的预期收益足以 补偿相应的“风险溢价”，导致整个社会的累积投资过程中存在风险与收益之间正的替 代关系，进而体现为经济波动性(风险性的一种度量)和经济增长率(社会投资的整体收 益率)之间的正向影响关系；另一个原因是各种储蓄动机与增长率水平之间存在相关性 。由于在实际收入水平中也存在较大的波动性，因此实际收入的不确定性将增强社会的 预防性储蓄动机，从而导致经济中出现较高程度的资本积累。总储蓄增加进而导致总投 资规模增加，通过适当的投资乘数作用增加了以后的社会产出水平，最终导致实际收入 的波动性与经济增长率之间的正相关性。
3.经济波动性对经济增长率水平的作用具有双向性，适度的经济波动性既可能促使经 济增长率水平的提高，也可能导致经济增长率水平的降低。经济波动性与经济增长率水 平之间的正相关性表明，在我国目前的经济增长阶段中，适度经济波动导致经济扩张的 可能性大于导致经济收缩的可能性，经济增长的“向下风险”低于经济增长的“向上风 险”(这时可以利用经济波动的“单边风险”加以度量和检验，见刘金全、张海燕，200 2)。这意味着当前市场条件下所实施的积极宏观经济政策是有效的，并且经济政策的顺 周期性所导致的经济波动带来了经济增长率速度的提高。因此，虽然从2003年开始我国 经济增长速度有所提高，并且国家开始采取了一些治理和预防经济过热的宏观调控措施 ，但保持经济快速增长的政策调控方向仍然不要改变，这样就可以促使顺周期经济政策 所诱导的经济波动性的“增长效应”在一段时间内完全体现出来。
1996～2002年期间，我国经济基本处于轻微通货紧缩和总需求不足阶段，价格粘性和 总需求不足导致资本市场和产品市场调节过程中存在显著障碍，此时诱导一定规模的实 际经济波动性和名义经济波动性，特别是具有“增长效应”的经济波动性都具有相当难 度。主要原因是实际经济规模扩张受到有效需求不足的限制，名义经济规模扩张受到价 格紧缩的限制，而实际经济与名义经济之间的关联又受到经济政策传导失灵和经济政策 “弱效”的限制。但是，从2003年开始，随着我国经济增长速度超过9%和轻微通货膨胀 的出现，新一轮经济周期波动已经开始。由于这个经济周期是由经济波动性的显著提高 为先导，因此其持续性具有比较扎实的市场基础和政策基础。但是，需要注意的是，经 济波动性对经济增长率的作用仍然是“双刃的剑”，适度的经济波动性也只能产生短期 的“增长效应”，因此在需求管理政策的操作上，应该将扩张和刺激总需求同培育和积 累总需求相结合，将适度稳健的货币政策与适度稳健的财政政策相结合；在供给管理政 策的操作上，继续加强产业结构的升级与调整，加大技术创新力度和提高国际竞争能力 ，调整和优化各种资源的合理布局。只有在诱导经济波动性时就融合进入经济增长率增 加的成分，那么才能够保证经济波动性对经济增长率的作用方向，我国新一轮经济周期 波动的快速增长格局才能够最终实现。
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