我国总量经济波动的识别与结构分析，本文主要内容关键词为：总量论文,结构论文,我国论文,经济论文，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。
作为宏观经济研究的一个重要内容，经济波动一直被看成反映一个国家经济运行质量与风险的一个重要指标。但如何度量经济波动，学者们提出了不同的识别方法，在众多的方法中，以产出作为反映经济波动的综合指标被认为是最有效的手段。但在如何度量产出波动上，也存在不同的方法。这些方法大致可以分为三类：一类是直接从经济增长率的变化中识别出经济波动的幅度和持续时间(刘树成，2003；李建伟，2003；刘金权、王大勇，2003)。但这种方法最大的不足就是未考虑经济变量的基数(钱士春，2004)。另一类是基于变量的趋势增长特征，利用经济变量对时间趋势回归的残差对经济波动进行识别。使用这种方法的学者认为，经济波动主要是外生冲击或者说是意外冲击造成的，而通过变量对时间的一次或二次趋势回归就可以消除变量的趋势增长部分，从而得到反映经济变量随机变化的程度和方向(王少平，1999)。这种方法的缺陷在于，它必须要求变量是非平稳的，不仅如此，要求回归残差必须平稳，只有如此，才能使回归的残差满足随机波动。而随着计量经济学的广泛运用，近年来学者们对经济波动的识别则更多地使用潜在产出和产出缺口(郭庆旺、贾俊雪，2003，2004；钱士春，2004)。为了研究结果的可比性，本文对我国经济波动的度量也是基于产出的分析。
一、我国总量经济波动的识别与特征分析
本文将利用产出缺口识别我国的总量经济波动，其中，产出缺口主要使用国内通用的HP滤波方法。不过为检验这种识别结果的稳健性，本文在利用产出缺口的同时也利用经济增长率对总量经济波动进行识别。具体的识别程序为，首先利用HP滤波方法识别出潜在产出和产出缺口，其次将这种结果和从经济增长中识别出的经济波动进行比较。其中，HP滤波方法是由Hodrick和Prescott于1980年提出的，该方法认为实际的产出运动是由趋势部分和随机波动部分组成的，并且趋势部分是平滑运动的，这样通过最小化(1)式将实际产出的自然对数分解成趋势部分和随机波动部分，T为样本期。其中，估计出的趋势部分就是所称的潜在产出，随机波动部分就是
(1)
产出缺口LnY[，t]-LnY[，t][*]。这种方法最大的问题就是如何选取参数λ，不同的λ值决定了不同的随机波动方式和平滑度。但Hodrick和Prescott在提出这种方法时并没有给出年度序列的λ取值标准。因此本文就直接使用OECD所建议的取值(λ=25)，这也是国内其它研究常用的取值(郭庆旺、贾俊雪，2003)。不过为了考察结果的稳健性，本文也同时使用了λ=100，由于结论差异很小，所以文章就未予报告。具体的估计结果如图1所示①。
图1 我国总量经济波动的识别(1978-2003)
图1显示，以人均产出表示的总量经济运动自1978年之后表现出一定的波动性，从1978年到2003年，人均潜在产出缺口波动的标准差达到了2.72。相对于真实经济的波动，我国名义经济的波动更为剧烈，样本期名义经济波动的标准差达到了7.03，几乎是前者的2.5倍。可见我国经济波动受价格波动的影响较大，价格波动成为总量经济波动的主要特征。如果按照十四大正式确立市场经济体制改革为分界线将样本期分为两段，即1978-1993年与1994-2003年，那么图1显示，1994年我国正式确立市场经济改革之前的经济波动较强，这一时段产出波动的标准差，真实产出为3.24，名义产出为8.20。而1994年之后经济运行的波动有明显的弱化，真实产出波动的标准差仅为1.31，名义产出波动的标准差为4.30。这说明随着我国市场经济改革的逐步推进和市场体制的逐步完善，如果排除政策冲击的因素，经济运行对外生冲击的内在平滑能力在逐步增强。相反，如果假定经济运行机制在市场体制改革确立前后没有发生较大的变化，那么，这种波动程度的较大下降说明政策调控的能力有了显著增强。与基于产出增长率识别出的总量经济波动相比，产出缺口标示的波动性要稍大一些，后者名义与实际增长率波动标准差分别为5.26和2.45。从波动路径看，两种识别基本是相同的，这说明，利用产出缺口波动作为总量经济波动的代理变量是稳健的。
为了能够对我国改革开放之后的经济波动有更深入的了解，我们不妨在上述分析的基础上对总量经济波动做进一步分析。按照产出波动的轨迹，26年中产出共发生过四次较大的波动，三次发生在1994年之前，一次发生在1994年之后。从波动的特征看，第一次波动有较明显的缓降缓升的特征，波动具有一定的对称性，在这一次经济波动中，经济从高位转向低位再转向高位共用了8年的时间，降升都为4年。第二次波动发生在1986年到1988年，这一次波动具有陡降陡升的特征，经济从1985年的高位运行逆转到1988年的高位运行，中间只有三年的时间，就增长率而言，1985年名义经济增长率为23％，1986年经济运行就急转直下，当年的名义经济增长率下降近一半，仅为11.8％，1987年经济又开始启动，并一路飙升，到1988年名义经济增长率达到了接近1985年的水平，为22.8％。对照同期的名义经济波动，实际经济波动要平缓得多，四年的真实经济增长率较为接近，最高的1985年为11％左右，最低的1986年为7.2％。这说明，这一轮的经济波动主要是由于国家对商品价格逐步放开造成的。价格的逐步放开在短缺经济时期必然带来市场价格的上升和名义经济波动，而随着需求的上升，短期内社会生产将会做出数量上的调整，而调整的一个直接后果是造成了社会生产超出了潜在产出水平，不仅如此，由于受资源供给的强约束，需求冲击的另一个直接后果就是造成了价格的持续攀升，这不仅表现在社会一般商品的价格水平上，而且表现在资本的价格水平上。供给面相对紧张造成的成本冲击直接对后续的经济运行产生了影响，即经济由高涨开始转向了紧缩，国民经济运行进入了第三轮波动。这一轮经济波动起始于1988年，中止于1995年，延续了8年的时间，但波动依然表现出陡降陡升的特点。经济从1988年的潜在产出之上转向了1989年的潜在产出之下，并持续到1991年达到最低水平。1992年邓小平同志的南巡讲话成为了新一轮经济启动的发动机，1992年经济开始回升，而且回升的速度逐步加快，四年间产出缺口减少了近8.5个百分点，由1991年的近6％下降为1994年的-2.48％。这段时间经济波动幅度之大从增长率上也可见一斑，就名义经济而言，增长率由1988年的22.8％下降到1990年的最低点8.07％，之后经济开始启动，但第一年启动相对较为乏力，经济增长较上年只增加了4％，1992年经济快速上升，并以每年7％的速度递增，到1994年达到最高为33％。和名义经济一样，从1988年到1991年，真实经济增长率也经历了一个大幅跳水的过程，三年下降了近7.5％，并在1990年达到历史的最低点2.3％。紧接着经济快速回升，1991年和1992年都较上年上升近5％，1993年增长速度有所放缓，但依然保持较强的增长势头，这一时期，经济增长了近10％。由于1992年至1993年经济的全面高涨引起了中央的高度重视，为抑制经济过热，保持经济的平稳有序运行，中央出台了一系列具有紧缩性质的政策②。在这一系列紧缩政策的作用下，经济的过快增长得到了一定的控制，所以从1994年开始，不管是名义经济增长率还是真实经济增长率都有所回落，到1995年经济增长率已经下降到了9％左右。
由于政策的惯性作用和适度从紧的政策取向，从1995年开始，宏观经济就开始由前一个周期的波动转向了一个向下的通道，就产出缺口而言，这一轮波动和前三次波动不同的是，波动呈现出缓降缓升的特征，从经济高涨的1994年一直下降到2001年，整个下降过程共经历了7年的时间，产出缺口增加了大约3个百分点。和产出缺口一样，这一时期的名义和真实经济增长率也同步下降，名义经济增长率从1994年的33％下降到1999年的4％左右，真实经济增长率从1994年的11.4％下降到1999年6.2％，并自2000年开始保持了一个较为稳定的状态，这一状态一直持续到2003年。从波动的周期特征看，这一轮经济波动似乎还没有结束。从上述两个时期的四次经济波动的比较中，我们能够看出，市场经济的理性在不断增强，经济大起大落的风险趋于下降。
二、我国总量经济波动的结构分析
为了考察总量经济波动的原因，本文依据宏观经济总量模型对总量经济波动进行了结构分解。根据宏观经济总量模型，经济之所以出现波动，主要是由于社会总供给与总需求存在冲突。在均衡状态下，AS=AD，但由于不同的原因，这种均衡状态存在的可能性较小，相反，均衡状态更可能受“短边”规则的约束处于一种游离不定的状态，时而供给因素占主导地位，时而需求因素占主导地位，正是供给和需求主导地位的相互交替造成了总量经济的波动。所以，对总量经济波动原因的结构分析必须从供给和需求两个方面进行。供给方面主要分析影响社会生产函数的几个主要因素，需求方面主要分析社会需求的不同组成部分。对于前者，根据社会生产函数的要求，本文选择了三个主要因素，即反映技术进步的全要素生产率(QYS)、社会资本的供给——居民储蓄(JC)以及劳动力供给(L)。对于后者，依据总量经济模型，本文选取了：社会消费需求，包括社会总消费(XF)、居民消费(JX)、城市居民消费(CX)、农村居民消费(NX)以及政府消费(ZX)；社会投资需求，包括资本形成(TZ)、固定资产投资(GT)、非政府预算固定资产投资(ST)；以及出口需求(CK)。同时前面的分析表明，价格因素造成了我国名义经济和真实经济波动路径的巨大差异，因此为考虑价格水平波动的影响，本文还特意考察了价格波动的轨迹。这其中包括商品零售价格通胀率(SPLSJ)、固定资产投资价格变化率(GDZCJ)以及GDP缩减指数(GDPSJ)。整个分析包括两个层面，即这些变量的波动以及与产出波动的相关性③。
图2显示，所选择的变量在样本期都呈现出一定的波动性。其中在消费当中，总体波动路径大致相仿，但相对而言，不同消费总量的波动有所差异，其中政府消费的波动性要大于其它总量消费，从1978年到2003年，政府消费波动的标准差为5.53，其次是农村居民消费波动为4.02，而城市居民的消费波动则相对较为平稳，仅有2.95。由于政府消费和农村居民消费的较大波动性导致了居民消费和总体社会消费较大的波动性，两者在样本期内的波动标准差分别达到了3.22和3.28。与消费相比，投资的波动更剧烈，但不同性质的投资波动也存在一定的差异，私人投资波动的标准差仅有8.04，而固定资产投资波动的标准差则高达10.05，波动的剧烈程度比私人投资高出近25％，这种差距主要是政府投资的波动造成的，政府投资的较大波动性使得社会固定资产投资具有较高的波动性。从整个社会的资本形成看，其波动标准差仅有7.16，低于固定资产投资，这说明整个社会资本形成中，存货的波动较为平缓。从上述消费和投资波动的分析中，我们可以看到这样一个事实，即政府消费和投资行为不仅具有较大的波动性，而且这种波动也造成了整个社会消费和投资的波动。
图2 各总量指标的波动路径
相对于投资需求和消费需求的波动，出口需求的波动可能是不同社会需求中最为严重和频繁的，从1978年到2003年，出口需求发生了五次较大的波动，波动标准差达到了9.41，比居民消费波动高出近200％，比私人部门投资波动高出近20％。出口需求较大的波动性说明外部冲击可能会对我国经济造成较大的影响，因此对外部经济情况的判断成为政府宏观调控政策的一个重要内容，尤其在当前外贸依存度较高的情况下。
消费、投资和出口三方需求除了波动的强度有所不同外，在波动的路径上也存在一定的差异。消费需求从1978年到2003年一共发生了三次较大的波动，但三次波动除了第二次波动呈现出陡升陡降的特征外，其他两次都呈现出缓升缓降的特征，尤其是第三次波动，虽然在这一轮波动中也存在一点波折，但整体趋势还是较为清晰的，消费需求缺口在1990年达到了最高为7.74％，之后开始缓慢下降，直到1996年达到最低水平为-3.57％，然后就开始上升，到2002年达到最高为1.58％。整个波动过程持续了大约13年。投资需求和消费需求波动大致相仿，基本上也是经历了三次较大的波动，但不同的是，固定资产投资波动的路径有所差异。后者的第二轮波动呈现出缓升陡降的特征，第三轮波动却呈现出陡升缓降的特征。从波动的时间路径看，投资需求波动往往要超前于消费需求的波动。对出口需求来说，波动显得更不规则，我们很难从其波动的路径上看出其波动的明显趋势，不仅如此，波动在每一个周期中都表现出陡升陡降的特征，这显然说明，随着我国参与世界经济一体化进程的不断深入，外部冲击的随机性和高频率对国内经济的影响将变得更加重要和突出。
从总量经济的供给层面看，和需求一样，其在样本期间也经历了较大的波动，其中反映社会资本供给的居民储蓄波动标准差为3.10，而反映社会劳动生产率的全要素生产率波动标准差仅为2.03。显然，和需求冲击相比，供给层面的冲击要小得多。但在波动的频率上，供给波动显得更为频繁，26年中居民储蓄和全要素生产率分别发生了五次和四次较明显的波动，不过在这两种类型的供给波动中，居民储蓄的每次波动更呈现出陡升陡降的特征。如果从年度间的变化幅度看，居民储蓄的三次较大的波动分别发生在1987-1990年、1992-1995年和1999-2002年，前两次表现出较高的储蓄缺口，而后一次呈现出过分的储蓄倾向。全要素生产率相对来说波动相对平缓，但在第三次波动的下降和第四次波动的上升阶段，陡降和陡升的特征非常明显。另外，从两者的波动路径看，居民储蓄的波动往往要超前于全要素生产率的波动。和资本供给与技术进步一样，劳动力供给的波动也是较为频繁，26年中共发生了五次较为显著的波动，平均波动标准差为1.97，波动的强度要小于前两者④，整个波动除最近一次呈现出缓升缓降的特征外，其余四次都表现为陡升陡降的特征。
和真实冲击相比，名义冲击则呈现出较为明显的正态波动特征，不仅如此，波动的强度也高于平均的真实冲击产生的波动。三种价格指数⑤ 的波动高点主要集中于1987-1988年和1993-1995年，除了这两次较大的波动外，其它时期的波动相对较为平缓。同时从三者波动路径的比较中，可以看出，固定资产价格指数的波动较为强烈，其1993年的通胀率达到了25％。如果将价格看成是社会需求和供给共同作用的结果，那么两次较大的波动都体现出需求波动较强的影响。
如果将各总量经济的运行路径按照产出波动的时间划分方法进行分段，表1表明，除了出口需求、商品零售价格通胀水平和以GDP缩减指数变化率表示的整体经济通胀水平外，各总量经济波动路径基本一致，1994年之前的波动都强于1994年之后的波动。从各变量的波动与产出波动的时间路径看，投资需求的波动要超前于产出波动1-3年左右。如果将投资需求的冲击看成经济冲击的唯一来源，同时按照格兰杰时间因果的逻辑，那么，投资需求冲击对产出的冲击是直接的，而且时滞较短。消费需求相对来说有所差异，这种差异主要表现在消费结构上，1994年之前，除政府消费外，居民消费和城市居民、农村居民消费的波动性较为一致，和产出波动的时差较小，并有一定的超前性，而政府消费的超前性更强，但1994年之后，尽管其他的消费波动路径由超前变成了滞后大约1-2年，但政府消费依然保持超前1年或以上的时间。这说明政府消费和政府投资一样，可能是我国经济波动中较为关键的一个因素⑥。就出口需求而言，在1994年前后，与产出波动的时差关系基本没有变化，都超前于后者大约2年左右的时间。对供给面的波动，1994年前，居民储蓄波动和全要素生产率波动都超前于产出波动大约1-3年的时间，但1994年之后，居民储蓄变得相对较为模糊，而全要素生产率则依然呈现出较明显的顺周期特征。上述所有变量和产出波动路径一样，在1994年之前都表现出较为频繁的波动性，而在1994年之后波动有所收敛，不仅如此，波动在一种状态持续的时间有所延长。
上述分析结论在表2中也得到了体现。表2的相关系数表明，除了政府消费外，其它总量经济都呈现出较为显著的顺周期特征。其中，投资和居民消费、农村居民消费需求的滞后一期与当期的产出波动的相关系数都超过了0.7，而相对来说，城市居民消费和出口需求虽然也为正，但值都较小，这说明，相对于后两者，来自于农村居民的消费需求冲击对产出的影响要大一些。另一方面，相对于居民储蓄波动，全要素生产率波动与产出波动的关系更密切，后者达到了0.7以上，而前者仅有0.089。这说明产出波动的供给冲击主要来自于全要素生产率的冲击。如果按时间进行比较，产出波动与滞后一期的其它总量经济波动的相关性要远远大于产出波动与超前一期其它总量经济波动的相关性。就政府消费来说，相关系数表明，政府滞后消费的波动总是与产出波动呈正相关关系，而超前消费又总是与产出波动呈负相关关系。这说明，政府消费与产出波动之间往往是，前者的波动引致了后者的波动，而后者的波动在内生性假定下又引致了前者的波动。
说明：本表只是度量当期产出波动与其它总量经济滞后、当期和超前波动的相关关系。
从上述总量经济波动的结构分析中，我们至少可以得出：我国总量经济波动受需求冲击的影响较大，供给因素造成的冲击与产出波动的相关性并不显著，这种结构性差异不仅发生在短缺经济时期的生产者主权市场条件下，也存在于消费者主权市场条件下。而在需求冲击的影响中，投资需求的冲击更为明显，同时，政府消费和投资的波动对经济波动的影响一直较为显著。为了进一步考察不同结构因素对产出波动影响的程度，本文采用了脉冲响应函数和线性回归模型对这种影响的强度进行了定量分析。为此，本文首先利用GARCH模型从各变量序列的运动轨迹中提取条件波动的强度，而对GARCH的滞后阶数，为保证适当的自由度，在参照最小AIC的基础上选择了GARCH(1，1)。其次，对提取出的各变量波动序列进行平稳性检验，因为这是进行变量VAR分析的前提。平稳性检验本文采用了常用的ADF和PP两种方法，以保证检验结果的稳健性。检验采用(c，0，0)和(c，n，0)两种方程形式，检验以最小AIC值确定滞后阶数。检验结果表明，除了出口需求波动序列和政府消费波动序列的PP检验在90％显著性水平上驳斥原假设外，其它波动序列都在95％显著性水平上是平稳的。在上述两步的基础上，对产出波动序列与其它变量的波动序列进行脉冲响应分析(建立两个变量间的VAR模型，滞后阶数为2时AIC最小)，图3显示了对其它序列一个标准差波动的冲击，产出波动的响应轨迹。
图3 产出波动对结构因素一个标准差波动的脉冲响应轨迹
图3显示，面对不同的冲击，产出响应的时滞存在一定的差异，供给冲击和需求冲击相比，产出波动对供给冲击的响应时滞较短，3g和3h表明，供给面的冲击对产出的影响基本上都在第二年就达到了最大值，其中，面对全要素生产率的一个标准差波动，产出波动将在第二年下降近0.5个标准差，相反，反映社会资本供给的居民储蓄一个标准差的波动将在第二年使产出波动上升近0.5个标准差。上述事实证明，反映技术进步的全要素生产率波动对经济具有一定的稳定作用，而反映社会资本供给的居民储蓄波动对经济波动具有一定程度的推动作用。和供给面不同，需求面的冲击都可能使产出波动增加。不仅如此，不同来源的需求面冲击对产出影响的时滞也较为一致，3a至3f以及3i显示，产出波动对不同需求的冲击响应时滞大约为3年。但各需求变量的一个标准差冲击对产出波动的影响强度存在差异，相比较而言，来自于投资需求的冲击影响强度都要大于消费和出口需求冲击的影响强度。3e和3f说明，投资冲击对产出波动的影响，前者一个标准差的冲击会造成后者在第三年的波动强度上升1个标准差，大约是供给冲击的两倍。而出口需求的影响要相对小许多，并且产出波动的响应时滞也短一些，一个标准差的出口需求冲击，产出波动大约在第二年达到最大为0.4个标准差，并持续近两年的时间，这说明出口需求冲击对我国产出的影响具有一定的持久性。就消费需求冲击而言，内部也存在一定程度的结构性差异，政府消费需求和农村居民消费需求的冲击对产出波动的影响较大，最高大约为0.6个标准差，相对于这两者，城市居民的消费需求冲击影响要小一些，后者一个标准差的波动引致产出波动仅上升大约0.25个标准差。上述分析说明，对我国总量经济波动的调控，应突出于需求层面的作用，尤其是政府和农村居民的消费需求的变化。这一点在本文建立的产出波动、居民消费需求、投资需求、出口需求、全要素生产率以及居民储蓄的VAR模型的脉冲响应方差分解中也得到进一步证明。除了产出波动受自身波动惯性的影响外，投资需求对产出波动的一个标准差变化的贡献达到近40％，其次是居民消费需求，贡献达15％，出口需求的贡献为10％，全要素生产率的贡献接近10％，而居民储蓄的贡献仅为5％左右。
为了进一步考察供给冲击和需求冲击的影响程度和时间动态的变化轨迹，本文对需求冲击和供给冲击对产出波动的影响程度利用了状态空间模型进行了分析。分析之前，首先要对需求冲击和供给冲击进行度量。对需求冲击的度量，本文按照社会总需求的各组成部分(包括居民、政府、投资和出口四个方面)占整个社会需求的份额作为权重，以该权重乘以各组成部分的波动强度作为总需求冲击的代理变量。对供给冲击的度量，本文为简便起见，采取了相同的权重，以此乘以各部分的波动强度作为总供给冲击的代理变量。经过这样处理之后，从1978年到2003年，我国以人均产出表示的总量经济遭遇的需求冲击和供给冲击如图4所示，其中，横轴以下表示对产出的负向冲击，横轴以上表示对产出的正向冲击。从图4上看，我国经济遭遇的供给和需求冲击的路径具有较高的一致性，但可以看出，需求冲击都强于供给冲击，特别是1984-1995年期间，而从1996年经济软着陆之后，经济开始走向通货紧缩，直到2002年下半年，这一时期经济所发生的波动，同样是与负向的需求冲击有关，因为从1987年至1996年，总体上供给层面的冲击一直为正，但强度较小，因而未能改变需求不利冲击对产出造成的负面影响。
图4 供给和需求冲击的路径和强度
接下来，本文将对需求和供给冲击对产出影响的时间路径和强度利用状态空间模型进行描述，我们假定冲击服从随机游走的特征，即各年的冲击对产出的影响是独立的，基于这种考虑，本文选择了随机游走的时变参数状态空间模型作为考察冲击对产出影响的时变路径的主要模型。该模型的结构如下：
其中，方程(3)和(4)叫做状态方程，方程(2)叫做观测方程，ε、ζ[，t]和ξ[，t]满足状态空间模型估计的一般要求。
上述方程的估计结果和冲击影响强度的时间变化路径如图5所示。从图5可以看出，在1988年至1997年东南亚经济危机之前的时期，需求冲击对产出波动的影响强度一般都高于供给冲击，但从1998年开始，供给冲击的作用强度明显要高于需求冲击，这说明，随着市场经济的逐步完善，经济主体市场意识的逐步增强，供给因素的作用逐步上升，供给冲击将逐步成为我国经济波动的一个日趋重要的原因，从这一点看，今后的宏观调控应该将从1998年开始的需求管理适时地转向需求供给同时管理。从两种冲击对产出波动影响强度的时间路径看，需求冲击的影响在1987年到1995年的经济高涨时期表现得非常强烈，相反，这一时段的供给冲击强度则相对较弱，几乎不到前者的1/3。因此可以说，1987年到1995年的经济高涨基本上是由需求冲击造成的。而在1987年之前，尤其是在1985年之前的这一轮经济波动中，供给冲击和需求冲击对产出的影响强度几乎相当。相比较，1997年之后，供给和需求对产出波动的影响强度有所差异，但由于两者的冲击大小和方向正好成互补状态，所以自1997年之后，我国经济的整体波动有所减弱，整个经济处于稳态运行之中。不过值得注意的是，图4和图5显示，自2000年我国经济同时出现了供给和需求的正向冲击，其中供给冲击不论是大小还是影响强度都占了主导地位，而根据上述脉冲响应的分析，由于供给冲击对产出的影响时滞大约为1-2年，而需求冲击大约为3年左右，如果上述分析正确的话，那么就预示着我国经济在2004-2006年呈现出一定的过热状态，而这种过热尤其表现为供给层面的冲击。
图5 供给和需求冲击对产出波动的影响变化路径
三、总量经济波动结构分析的几点结论
首先，我们认为，利用HP滤波方法进行时间序列的趋势分离，并且根据时间序列的周期成分度量总量经济波动，是一种可行的波动描述方法。利用这种方法度量的总量经济波动的结果表明，过去的26年，我国经济总体上表现出一定的波动性，波动强度达到了2.72个标准差，不仅如此，名义经济波动则更为强烈，波动强度达到了7以上，几乎是真实经济波动的2.5倍。如果以1994年为分界线，则1994年之前的经济波动更强，而1994年之后，经济总体上处于较为稳定的运行状态之中，经济的波动风险有所下降。
其次，总量经济波动的结构分析表明，我国总量经济波动既受需求冲击的影响，也受供给冲击的影响。就需求冲击而言，投资需求冲击对总量经济波动的影响最显著，这主要表现在其较高的冲击强度上；其次是消费需求，尤其是政府消费需求的冲击，虽然出口需求的冲击较为频繁，但冲击强度较小，所以对总量经济波动的影响不及前两者。就供给冲击而言，基于社会生产函数的三要素分析表明，反映社会资本供给的居民储蓄、反映技术进步的全要素生产率以及劳动供给，26年中波动都较为频繁，但强度有限。同时变量间波动时差和相关性研究表明，除政府消费外，其它因素的波动都较产出波动超前1-2年，并且都表现出较强的顺周期特征(除居民储蓄)。这种时滞效应在其后的脉冲响应分析中也得到了进一步的证明。脉冲响应分析表明，供给冲击对产出的影响时滞大约为1年，而需求冲击大约为2年，即在第三年就能达到最大影响程度。
最后，通过对GARCH模型提取出的各变量条件波动标准差的分析表明，就冲击大小而言，1985年至1997年，需求冲击的影响要高于供给冲击，就单位冲击(以标准差表示)对产出波动的影响力度而言，1985年至1997年，需求冲击的影响力度要远远高于供给冲击，需求冲击成为这一段时期经济波动的主要原因。但自1998年开始，供给冲击的影响力度逐渐上升，并成为经济波动的主要原因，特别是自2000年之后。但由于冲击的程度较小，同时需求面的反响冲击作用，使得我国经济自1998年之后呈现出较为稳定的运行态势。但值得注意的是，自2000年开始的双重同向供需冲击直接影响到2004年至2006年我国经济的运行态势，使得这段时间出现一定的经济过热状态。因此，改变过去的需求管理为供需同时调控将成为我国宏观经济调控未来的方向。
注释：
①人均真实GDP来源于中国资讯网《2004年中国统计年鉴》中的人均现价GDP与以1978年为基期的人均GDP增长指数计算所得。
②1993年6月开始，政府采取了以信贷规模控制为主要手段的从紧的货币政策，与此同时开始推进财政体制的改革，并对出口退税实行总额控制，1994年初实行汇率并轨等一系列宏观调控措施(邱晓华，1994；邱晓华、万东华，1995)。
③图2的数据除了全要素生产率以外都是来自于中国资讯网公布的2004年《中国统计年鉴》、《中国固定资产投资年鉴》，计算采用的是以1978年为基期的真实值，其中，社会消费总额采用商品零售价格指数，居民消费和政府消费采用居民消费价格指数，城市居民消费和农村居民消费分别采用城市和农村居民消费价格指数，各类投资采用固定资产投资价格指数。全要素生产率的计算本文参照了郭庆旺、贾俊雪(2004)所使用的方法。具体的方法为：首先将社会生产函数设定为CD函数形式，然后根据邹至庄估计出的1978年我国的资本存量，在此基础上，设定资产折旧率为5％(钱士春，2004)，根据公式：K=I/P+(1-δ)K[，t-1]计算出各年的资本存量，劳动力数据为适龄劳动人口和劳动参与率的乘积。所以数据采用对数的形式，并利用ADF单位根检验检验其平稳性，检验结果表明各数据为一阶差分平稳，利用OLS估计出参数值，在此基础上计算出估计残差，以此作为全要素生产率的表示。上述所有变量的波动都是采用HP滤波方法来分离出变量的随机波动部分。
④在劳动力统计中，1990的数据较1989年有较大的跳跃，1990年的劳动力供给增长率达到17％，远远高于1978-1989年的平均增长率2.88％，显然这是不正常的，为此在计算时本文采用了1990年之前三年的移动平均数作为1990年的增长率，以消除结构突变的影响。考虑到我国一直是一个劳动力供给相对充裕的国家，劳动力供给波动对产出波动的影响较小，所以在以下的分析中就省略了这一要素的分析。
⑤本文对价格波动的度量是以相应价格指数的通货膨胀率表示的，其计算方法是：通胀率=[(前一期价格-当期价格)/前一期价格]×100。
⑥胡鞍钢(1995)认为，中国经济波动具有明显的周期特征，通过哑变量的设置，利用线形回归方程对每次政府换届与经济波动的关系进行了分析，得出哑变量的系数在合理的置信水平上非常显著并大于0。
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