中国宏观经济波动实证分析：1952～2002，本文主要内容关键词为：实证论文,中国宏观经济论文，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。
一、引言
在经济周期研究中，要经常用到各种各样的剔除长期趋势的数据分解方法，其中的Hodrick-Prescott（1997）和Baxter-King（1999）滤波方法在国外经济学文献中（注：参考Stock and Watson（1999）。）经常使用，但在国内普遍使用的还是传统的一次或二次线性回归方法，或者就直接从增长率的变动来确认经济周期，见李建伟（2003）。另外，对经济波动的研究偏重于经济波动的频率概念，热衷于就某个变量进行周期阶段的划分，见施发启（2000），忽视多个宏观经济变量之间的相互关系（注：卢卡斯（1977）把商业周期直接定义在宏观经济变量偏离趋势部分之间的共同移动（co-movement）之上。Prescott（1999）认为W.米歇尔和A.伯恩（1946）把商业周期定义为由繁荣、萧条、衰退、复苏四个阶段组成没有什么实际意义。进一步地，他把商业周期直接定义在主要经济变量之间的相互关系上，如消费是顺周期的，以实际产出波动的1/3波动等等。）。为了弥补这一不足，同时由于对时间进行线性回归剔除趋势的方法会使经济变量发生相位移动，掩盖经济变量相互之间的超前滞后关系，本文在广泛收集各种数据的基础上，运用Hodrick-Prescott（1997）滤波方法对中国自1952年以来的主要宏观变量进行滤波分析，为理论的进一步发展奠定基础。
文中给出各宏观经济变量波动的标准差及其与实际GDP波动的联动特征，并考察了各经济变量波动与实际GDP波动的之间的格兰杰因果关系检验，总结了自1952以来中国经济波动的特征，特别是比较了1952～2002、1978～2002两个样本区间内波动特征，认为中国正处于产业结构升级、工业化进程中的初级阶段，改革开放以后实际经济趋向平稳增长，但是存在的最大问题是名义变量，尤其是价格水平、通货膨胀波动加剧，随后考察了价格剧烈波动的原因。最后指出，在样本期末，中国经济中存在的隐患是投资需求相对性不足与价格水平的绝对性下降，实际消费趋向饱和。有待于政府进一步采取措施促进民间投资，推动有利于消费结构升级的一系列政策。
二、数据分解方法
对经济周期的辨认有很多方法。Friedman and Schwartz（1963）直接从增长率的变化来辨认。但是这存在缺陷，首先，即使原先经济变量水平值呈现比较明显的周期现象，由于增长率变动频繁，得出的结论反而比较模糊；其次，可能会产生一些偏差。譬如，在经济扩张初期，由于基数比较小，增长率就比较大，经济继续扩张，但经济增长率已经在下降了。为了避免直接从增长率得出错误的结论，文献中一般采用对经济变量水平值进行数据分解的方法，通过对经济变量趋势值的偏离部分来确认经济周期。把数据分解为长期趋势与短期波动部分的方法也有很多种。早期比较常用是对时间T进行一次或二次线性回归，考虑到经济结构变化，Bai and Perron（1998）等发展了允许斜率或截距发生变化的线性回归方法，这些方法都默认经济变量是趋势稳定的。Nelson and Plosser （1982）认为大多数宏观经济变量具有单位根性质（注：传统的ADF或PP单位根检验方法也由于功效低饱受批评。），所以就有了直接对数据差分或者是进行 Beveridge and Nelson（1981）分解，这些方法认为经济变量是非平稳的。Hodrick-Prescott（1997）和Baxter-King（1999）滤波方法则居于两者之间，认为经济变量的趋势是缓慢变动的，即不是永远不变也不是随机变动。
Hodrick-Prescott（1997）与Baxter-King（1999）都采用对称的数据移动平均方法原理，保持原有数据的周期特点不变，使数据不发生相位移动。这里我们主要采用Hodrick-Prescott（1997）来估计。该方法认为：
y[，t]=g[，t]+C[，t] t=1，……T（1）
其中g[，t]为趋势部分，C[，t]为周期波动部分。趋势部分是平滑变动的，通过最小化：
分别得到序列g[，t]，C[，t]。其中，λ为正数，称为平滑参数，该值越大则趋势部分越平滑。当足够大时，逼近直线g[，0]+βt。一般来说，对于季度数据λ=1600，年度数据λ=100。
一个经济变量时间序列往往可以分解成三部分：
y[，t]=DT[，t]+C[，t]+Z[，t]（3）
其中DT[，t]为趋势部分，C[，t]为周期波动部分，Z[，t]为冲击部分，下面我们把C[，t]+Z[，t]合起来称之为波动部分。
首先用Hodrick-Prescott（1997）方法对经济变量观测值y[，t]分成DT[，t]与C[，t]+Z[，t]两部分。我们发现对C[，t]+Z[，t]再次使用Hodrick-Prescott（1997），可以使周期变动C[，t]部分更加明显，所以也同时给出，以帮助理解。
三、估计结果
数据描述：以1978年的不变价格计算的GDP、消费、投资、财政支出、三次产业作为实际变量。对所有实际变量与名义变量包括价格水平取自然对数。但是对通货膨胀率之类的百分比数据不取对数。价格水平是指零售物价指数，投资的数据直接根据当年收入减去当年的消费得到。进出口额的数据区间为1960～2002。对一些个别年度缺的数据，用平均值来填补。
资本存量数据的构造：以邹至庄1952年的资本存量为初始数据，然后把每年资本形成转换成以1978年的价格表示。选折旧率为5％，把上年的资本存量乘以0.95再加上当年的资本形成，得到最后数据。
我们用MATLAB进行滤波分析，限于篇幅，估计结果图略。
遵循Stock and Watson（1999），表1左半边中给出一些经济变量波动部分的标准差及其与实际GDP波动值的各阶相关系数。表中一些宏观变量是取自然对数以后对趋势值的偏离，所以一单位标准差就表示近似偏离趋势值1％（注：注意，表中变量只有单位相同时，才能进行标准差大小比较。）。K=0列的相关系数如果为正数，说明该变量相对实际GDP来说是顺周期；如果为负数，则为反周期。如果最大的相关系数不在K=0处，譬如在K=1处，说明该经济变量超前实际GDP一年。如果在K=-1处，则说明该经济变量滞后实际GDP一年。
表1 实际GDP（1952～2002年）
注：表中y为实际GDP的波动部分，x为其他主要宏观经济变量波动部分，Quandt似然比检验的显著率水平为10％表2，表3同。
表1右半边给出各变量波动部分分别与实际GDP波动部分之间关系的格兰杰因果检验及结构变化检验结果。第5列（注：表1分成左、右边两个表。第5列是指右半边表的第5列，即从中间开始数，下同。），即x→y列，为y[，t+1]对（y[，t]，y[，t-1]，x[，t]，x[，t-1]）回归估计的R平方减去y[，t+1]对（y[，t]，y[，t-1]）回归估计的R平方，如果这个差比较大，表示x对预测y[，t+1]有作用，我们称之为x[，t]格兰杰因果引致y[，t]。第6列x与y的位置换一下，检验是否y[，t]格兰杰因果引致x[，t]。第3列是各经济变量与实际GDP之间回归等式的Quandt似然比单个结构变化点检验。第4列则为发生结构变化年度。第1列给出每个宏观经济变量自回归时的结构变化检验，第2列为其结构变化年度。
四、经济解释
首先，我们来分析中国宏观经济波动特征及其变化。①考察表1、表2中的标准差。纵向来看，随着时间的推进，除了名义工资、名义GDP、名义消费、价格水平、通货膨胀、实际财政支出以外，其他主要经济变量的波动幅度变小，说明改革开放以后，实质经济趋向平稳增长，但名义变量波动幅度变大。由于名义货币供应量与实际货币供应量的变动幅度也变小，说明货币供应量的变动可能不是价格波动的主要原因，存在其他原因。②考察各经济变量与实际GDP的联动（co-movement）。特别是1978年以来，绝大多数考察的经济变量表现为顺周期（除了就业人数），实际财政支出等少数几个经济变量的顺周期性不显著。各经济变量的顺周期性还是比较稳健，没有随时间的变化而变化，且有些变量与实际GDP的联动性还增强，如名义货币供应量与实际货币供应量。
表2 实际GDP（样本区间：1978～2002年）
表3 价格水平（1978～2002年）
注：表中y为价格水平的波动部分，x为其他主要宏观经济变量波动部分。
其次，我们对各主要宏观变量的波动进行。
（1）产业结构的升级
从纵向看，在改革开放以后，三次产业的波动减少，都趋向平稳增长。从横向来看，在产业结构内部，第一产业波动最小，1952年样本中第二产业波动最大，但是随着市场化进一步深入，第三产业迅速发展，第三产业波动变得最大。在与实际GDP的联动方面，第一产业的相关系数最小，第二产业最大，说明第二产业与实际GDP联动性也是最强的。从表1、表2中可以看出，第一产业在1952年样本中格兰杰因果引致实际GDP波动，而在1978年样本中实际GDP波动格兰杰因果引致第一产业波动，说明第一产业对实际GDP的波动影响是下降的。而从第二产业的格兰杰因果检验结果与滞后、相关系数来看，比较1952年与1978年样本，在改革开放以后，第二产业对实际GDP的影响越趋明显。同时，在三次产业中，第三产业处于中间位置。这与我国正处于工业化进程中的初级阶段的结论是一致的。最后，三次产业的波动都大于他们的之和实际GDP，说明三个产业内部之间存在比较明显反周期现象，产业之间存在某种程度的资源竞争关系。
（2）资本存量、就业人数
依照新古典经济学的生产函数理论，资本与劳动力是产出的两大生产要素，两者与实际产出的波动应该是同方向的，表现为顺周期。我们观察表1、2可以知道资本存量在1952年样本反周期转为1978年的顺周期。从格兰杰因果检验结果看，资本存量也由1952年样本的互为格兰杰因果关系转为实际GDP波动格兰杰引致资本存量波动，说明在改革开放之前，靠资本积累推动经济增长的特征比较明显。与资本存量相反，劳动供给波动是从1952年的顺周期逐渐转为1978年以后的反周期，这不符合只含劳动投入与资本存量的生产函数理论。考虑到改革开放以后，全民素质有很大的提高，我们认为在生产函数中引入人力资本也许能解释这一反常现象。
（3）消费、投资、财政支出、进出口
无论名义还是实际变量，投资波动总是大于消费。这与永久收入理论认为消费具有平滑的功能是一致的。在1952年样本中，消费、投资、实际财政支出三者中，实际财政支出的波动居于中间位置，但在1978年样本中大于投资，这主要是1996年以后的财政政策扩张所致。但是名义财政支出的波动在三者之中又是最小的，说明财政支出的反价格周期特征。名义、实际消费在1952年样本中格兰杰因果引致实际GDP波动的证据比1978年样本要明显的多，说明改革开放以后，相对来讲消费对实际GDP波动的影响是下降的。从格兰杰检验结果来看，改革开放以后，实际投资波动格兰杰因果引致实际GDP波动。从对进出口的格兰杰因果检验看，不管是名义或者实际变量，出口额波动格兰杰因果引致实际GDP波动，实际GDP波动格兰杰因果引致进口额的波动，这与国际贸易理论是相符的。可见，实际投资与出口额波动是实际GDP波动的主要因素，其中，投资尤甚。
（4）平均工资、通货膨胀、价格水平
改革开放以后，实质经济趋向平稳增长，名义变量波动幅度反而变大，通货膨胀率变动加大，价格水平波动幅度也变大。从表1、2看，实际工资一直是顺周期，超前于实际GDP的波动，且1978年样本表明实际工资波动格兰杰因果引致实际GDP的波动，进一步证实了这种超前关系。但名义工资却是滞后于实际GDP的波动。两者的不同进一步确认是价格水平变动引起的。
通货膨胀率与实际GDP的波动一直是顺周期，保持正相关系数，1978年样本还表现为超前。如果把实际GDP的波动看作就业率，那么我们认为存在菲力浦曲线，从表2中的结构变化检验结果看不存在结构变化，这种关系还是比较稳定。
（5）货币供应量
M[，0]、M[，1]、M[，2]都是顺周期的，特别是从1978年以后与实际GDP的正相关性加强了。且名义M[，0]，M[，1]，M[，2]都是一直格兰杰因果引致实际GDP波动，尤其是其中的M[，2]，其实际变量与名义变量一直都是格兰杰因果引致实际GDP的波动。这说明货币对实质经济还是有影响，特别是M[，2]的作用比较明显。从纵向看，三种货币的波动率在改革开放以后有所减少。三者之中，无论名义或者实际，M[，2]的波动性都最小，说明M[，2]比较适合于作货币政策工具。货币与实质经济之间的关系一直是宏观经济研究的核心之一，货币中性与超中性一直被一些西方著名经济学家（注：Sidrauski（1967）就通过MIU模型证明货币超中性成立。）认为是一个不可否认的事实。但是，从上面的结果来看，至少在中国这样一个转型发展中国家，货币的作用是非常重要的。