中国经济周期波动的典型事实，本文主要内容关键词为：中国论文,事实论文,典型论文,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。
(截稿：2006年11月)
一 引言
经济周期理论是人们对现实经济中的经济现象进行加工和提炼所形成的。为了考察经济周期的性质，一般可以从解释经济总量(GDP)增长的数据中抽取长期趋势，而把剩下的经济总量波动归于“经济周期”。对其他有关变量如消费、投资、利率等，也可以采取类似的方法来考察它们是如何相对经济总量而波动的。所以，所谓“典型事实”就是关于GDP、消费、投资、利率等总体变量自身的易变性和相互之间关系等特征的描述。在经济变量的协同变动中，有些经济变量的变动趋势与整体经济的变动方向是不一致的。如果一个经济变量的变化与整体经济活动的变化方向一致，则称其是顺周期的；如果它的变化与整体经济活动的变化方向相反，则称其是反周期的；如果它的变化与整体经济活动没有统计上的规律性联系，则称其是非周期的(夏国忠，1999)。这里，整体经济活动一般是指经济系统的总产出、总就业量和总物价水平等的变化。主要经济变量在统计观测上的周期变化特征是十分重要的，因为任何解释经济波动成因和传导机制的经济理论，不仅需要解释这些变量在波动中体现出的周期特征，而且还要依赖这些变量的周期性质来影响、传导和形成实际产出等总量的周期波动。
可见，经济周期的“典型事实”作为验证经济周期理论和政策分析的标准，它是理解经济周期的形成机理、检验理论模型、制定经济政策的重要前提和出发点，如果对经济周期的“典型事实”判断不准，势必会对经济理论的理解和运用产生偏差，从而影响到经济政策的制定。20世纪90年代后，中国的经济建设进入了一个新的阶段，同时也面临一些前所未有的难题，经济如何保持持续稳定增长的问题始终没有得到很好的解决，引起经济周期波动的成因也变得更为复杂。为此，中国学术界进行了广泛和深入的讨论和研究。但迄今为止的文献，并未对中国经济周期的“典型事实”进行一个系统的判定和总结，对周期形成的机理也众说不一。本文通过模型描述和统计检验，以分析和总结在中国经济周期中的一些宏观经济变量波动的典型化事实，以供决策参考。
二 中国经济增长趋势的随机特征
经济周期是经济变量围绕其长期趋势波动。按照这一特征，周期波动的现象表现为国民经济主要总量指标对其长期趋势的偏离与调整，当经济变量高于其长期趋势水平时，经济增长趋于回落，向长期趋势水平靠近；当经济变量低于其长期趋势水平时，经济增长趋于加快。对长期趋势的不同假定，形成了对周期波动现象的不同研究方法。考虑回归方程：
因此，如果经济变量围绕其确定性趋势线周期波动，则回归方程(1)中的参数b统计上应显著不为零，不然的话，参数b应为0值。将方程(1)改写为：
要检验经济变量是否围绕其趋势线周期波动，就是要检验lny经济变量时间序列是否有单位根(unit root)，或者该经济变量时间序列是否是趋势平稳的(Harvey,1985)。
本文对建国以来(1950～2003年)的中国主要经济变量时间序列进行单位根检验。由于中国未公布可比价格计算的主要经济变量序列，本文采用价格指数缩减名义变量序列得到实际经济变量序列。其中，消费品零售总额、进出口贸易额、出口额、进口额以商品零售价格指数进行缩减；全社会固定资产投资、财政收入、财政支出、工资、存款余额、贷款余额、M[，0]以消费价格指数进行缩减；而实际GDP、实际工业总产值、实际农业总产值序列为以1952年为100计算的指数序列；利率以一年期储蓄存款利率表示，实际利率以一年期储蓄存款利率平减消费价格指数得到；各变量的样本范围：GDP、消费品零售额、工资、存款余额、贷款余额、M[，0]、利率和就业人数的样本范围为1952～2003年；全社会固定资产投资1980年以前的数据为基本建设投资加上更新改造投资，样本范围为1953～2003年；财政收入、财政支出、进出口总额、出口、进口货运周转量、消费价格指数序列的样本范围为1950～2003年。数据来源于《中国统计年鉴》、《新中国五十年》、《中国金融年鉴》和《中国经济景气月报》相关各期。在单位根检验前，先对各经济变量序列进行对数变换以消除异方差(实际利率变量除外)。检验的结果见表1。
由检验结果知，在我们检验的15个实际变量序列当中，实际投资额、实际财政收入、实际财政支出、实际工资、实际贷款余额和实际利率具有确定性增长趋势，即为趋势平稳序列(TS序列)。而实际GDP、实际工业总产值、实际农业总产值、实际消费品零售总额、实际进出口额、实际出口额、实际进口额、实际存款余额、实际M[，0]均存在单位根，其一阶差分均为平稳序列，即为一阶单整(I(1))序列，因而为差分平稳序列(DS序列)，这些序列具有随机增长趋势。
三 中国经济周期波动的基本形态
从前面的检验结果知，中国的实际GDP序列不具有确定性长期增长趋势，而具有随机性增长趋势，即为差分平稳序列(DS序列)。这意味着建国以来，经济增长过程中受到的各种冲击，对经济的增长并非是短暂的，而是具有长期的影响，冲击因素具有持续性(persistence)。这使中国的经济产生波动，经济增长趋势发生偏离，经济增长趋势不是沿着确定的均衡增长路径平稳运行，而是具有随机性。
(一)中国主要经济变量序列长期趋势项的分解
由于过高的频率一般为随机扰动信息，而较低的频率一般为长期趋势项，Band-pass滤波方法通过事先设定高频、低频信息的过滤范围，它能够较好地剔除变量序列中的随机扰动项和长期趋势项，并且不会改变变量序列的时间次序，同时也不会对信息频率重新加权(Baxter and King,1999; Stock and Watson,1998)。
本文对实际投资额、实际财政收入、实际财政支出、实际工资、实际贷款余额和实际利率等序列可直接采用以上三种去除趋势项方法，而对实际GDP、实际工业总产值、实际农业总产值、实际消费品零售总额、实际进出口额、实际出口额、实际进口额、实际存款余额及实际M[，0]序列，则是对其进行一阶差分后使用三种方法去除趋势项的。
(二)中国经济周期波动特征检验
经济周期现象不仅表现为各经济变量围绕其长期趋势波动，而且表现为经济中的诸变量具有共同波动的趋势(co-movements)。当经济高涨时，大多数变量均处于扩张期，在经济萧条时，大多数变量则处于收缩期。经济活动中的诸变量存在着同涨同落的现象，经济周期的这种共变性在现代经济中表现得尤为明显。事实上，随着技术进步以及各国政府对经济调控能力的提高，经济周期中的各变量波幅呈下降趋势，甚至阶段性消失。例如，美国1959～1983年的实际GDP标准差为4.4％，而在1984～1998年，实际GDP的标准差已降为2.2％(Mcconnell et al.,1999)。研究表明，经济中的许多变量都存在协整关系，经济变量的共变性始终存在。因此，要判断经济的周期波动现象，不仅要考察单个变量的周期波动，而且应分析经济诸变量间的相关性。
从统计方法上看，对时间序列的周期特征进行分析有两类方法：一类是时域分析的方法，另一类是频域分析的方法。对于时域分析，本文采用计算诸变量与真实GDP之间的互相关系数，分析变量间的共变性。对于频域分析，本文采用谱分析的方法分析经济变量的周期特征。
1.谱分析。谱分析的基本思想是把时间序列看作互不相关的不同频率分量的叠加，利用傅利叶变换(Fourier Transform)等手段将各频率分量加以分解，通过谱密度函数来衡量各分量的相对重要性以找出序列中存在的主要频率分量，从而把握序列的周期波动特征。由于谱分析方法从频域角度反映了时间序列周期波动特征的全部信息，有助于更深入地研究各种不同周期的特殊形态及其形成机制。在谱分析技术中，单变量谱分析是根据估计出的谱密度函数来研究单个经济时间序列的周期波动特征，而多变量谱分析是利用互谱密度函数来分析多个变量中各相应频率分量所对应的周期波动间的相互关系，如相关程度、超前滞后关系和比例关系等(陈磊，2001)。
对单一变量进行谱分析，可以解决该变量是否具有周期特征及周期长度。如果其图谱具有明显的峰值，则可以判断该变量具有周期波动特征，峰值所对应的周期即为该变量的周期长度。对双变量互谱分析，通过分析相干谱和相位谱的取值可以得到经济变量与参考序列的共变性和超前、滞后关系。通过运用SPSS软件，对三种方法(差分法、HP滤波、BP滤波)分解得到的中国主要经济变量的周期序列进行谱分析，可以得到各经济变量的谱密度图谱，表2为各实际变量的谱分析结果及实际GDP序列作为参考序列的各实际变量的相干系数和相位。其中，相干系数给出的是样本区间内的最大值，而周期和相位是最大相干系数所对应的取值。
2.主要宏观经济变量的互相关性分析。分析变量与参考序列的共变性，不仅可以从频域的角度分析两变量的互谱图形，而且可以从时域的角度分析两者的互相关性。如果两者的结论是一致的，那么从稳健性的原则看，所得到的周期波动特征应该是可靠的。表3给出了各实际变量与实际GDP序列的互相关系数。其中，各统计量的计算如下：
变量的一阶相关系数越高，说明经济周期的持续性越强，其可预见性也就越强。
(5)为了更深入的分析经济变量与参考序列的因果关系，本文还给出了各实际变量与实际GDP的Granger因果检验概率值(见表3)。
四 中国经济周期的典型事实分析
根据各变量的周期谱和所计算的相关系数，可以得到中国经济周期的一些基本事实。
(一)经济总量
从表2看，在本文所考察的经济变量中，大部分变量的谱密度函数在6～8年存在一个明显的主峰值，说明中国的经济周期特征还是较为明显的，这与大多数西方工业国家出现的朱格拉周期基本一致。例如，第二次世界大战以后，美国的经济周期长度为7～9.5年，德国的经济周期长度为8～9年(Reiter,1995)。但与西方工业国家不同的是，中国的经济周期的持续性不高，从表3看，中国的实际GDP的持续性不超过0.6，而King和Rebelo(2000)在研究美国数据时发现，大多数变量在剔除了趋势后，其一阶自相关系数均在0.8左右，例如，单位资本产出率的一阶自相关系数为0.84，说明中国经济周期的可预见性低于美国。观察GDP的周期图谱，三种滤波方法得到的实际GDP序列中(见图1)，除在周期为7.3年左右处存在一个主峰值外，在周期3.5年和周期13年还存在两个次峰。因此，如果按照传统的经济周期理论将经济周期分为短周期、中周期、中长周期和长周期4种类型，那么中国的经济周期除有一个7.5年左右的朱格拉中周期的主周期外，还存在一个3.5年的基钦短周期和13年左右的库兹涅茨中长周期的次周期。由此可以得到如下“典型事实”：
图1 三种方法分解得到的实际GDP周期图谱
事实1：中国经济活动中的周期波动现象是普遍存在的，主要经济变量均存在较为显著的周期波动。其主周期长度大约为7年。
上述事实表明，建国以来，虽然中国的经济增长经历了上上下下、高低起伏的波动，宏观运行机制也经历了从计划经济到市场经济的深刻转变，但经济周期这一规律却始终存在，经济运行中的这种上下波动并不是杂乱无章的随机波动，而是具有较为固定的周期长度。虽然中国经济周期在产生机制和形成原因上可能与西方工业国家不同，但表现形式却十分相似，说明经济周期是超越体制和发展阶段的客观规律(刘树成，2004)。
(二)产出指标：农业、工业、货运周转量
观察农业的周期谱，在实际农业产值谱分析中，BP分解的实际农业产值周期谱分析在6.8年存在峰值，而HP滤波和差分法分解的实际农业产值周期谱在10.8年和10.2年存在主峰值。因此，比较其他变量，农业有较长的周期，其周期长度在10～11年。比较农业与实际GDP的关系(表4)，实际农业产值序列是顺周期的，并且领先参考序列大约1年。Granger因果检验表明，农业的波动引发了实际GDP的波动，而实际GDP的变化并未显著影响农业，两者存在单向因果关系。从波动性看，实际农业产值的波动比实际GDP表现得更为平滑，其波动性是实际GDP的60％～80％。由此可以得到：
事实2：农业的波动是顺周期的，其波动具有较长的周期，周期长度大约在10～12年。相比实际GDP序列，农业的周期波动更为平滑，并且领先实际GDP大约1年。
对工业产值的情况，实际工业产值的周期在6～7年存在主峰值。分析工业产值与参考序列的关系，实际工业产值显示出强的顺周期(相关系数＞0.8)，并且与实际GDP序列为一致指标。Granger因果检验显示，实际工业产值的变化引致了实际GDP的变化。而实际GDP的变化未引致实际工业的变化，说明实际GDP受价格的影响很大。从波动性来看，实际工业产值的波动性是实际GDP的1.6倍。
事实3：工业的波动是顺周期的，与实际GDP是一致指标，其周期长度为6年左右。
作为反映运输业的指标，三种方法分解得到的货运周转量周期谱都显示在6.7年左右存在峰值。与实际GDP序列比照，货运周转量显示了较强的“顺周期”，并且与实际GDP序列基本同步，其波动幅度也与实际GDP大体相当。Granger因果检验表明，货运周转量与实际GDP序列存在单向因果关系，即货运周转量引致了实际GDP的变化，而实际GDP的变化不是货运周转量变化的原因。
事实4：货运周转量的波动是顺周期的，与实际GDP是一致指标，其周期长度为7年左右，并且波动幅度也与实际GDP大体相当。
(三)需求指标：消费、投资、财政收支、进出口
消费品零售额序列在7年左右存在峰值。虽然HP分解的实际消费品零售额序列的主峰值在周期为13年处，但在周期为7年左右仍存在一个次峰。与实际GDP序列相比，实际消费表现为明显的“顺周期”，而实际消费的波动性只有实际GDP的70％左右，相位谱显示，消费的波动要滞后实际GDP的波动大约半年。这与永久收入理论认为消费具有平滑的波动，并且滞后收入的变动是一致的(施发启，2000)。而Granger因果检验表明，实际GDP的波动对实际消费产生了显著的影响，而消费并非实际GDP波动的Granger原因。说明中国消费对经济的影响较弱，而实际收入的变化对消费波动的影响是显著的。
事实5：消费波动是顺周期的，其周期长度大约为7年，实际消费的波动比实际GDP更为平滑，实际GDP对实际消费具有显著影响。
从分析看，投资似乎比其他变量有更短的周期，除HP分解的投资序列外，BP法和差分法得到的实际投资显示周期长度为6年左右。同时其周期波动性也最为剧烈，实际投资的标准差为实际GDP的3.5倍，是我们考察的变量中波动最大的。Granger因果检验表明，实际投资与实际GDP存在互为因果关系，说明投资对经济周期的影响很大。
事实6：与实际GDP相比，投资是顺周期的一致指标，其周期长度大约只有6年，并且与实际GDP存在互为因果的关系，周期波动也比实际GDP更为剧烈。
从谱分析看，财政收支的周期特征表现得很规则，无论是实际财政收入还是实际财政支出的周期主峰值都在6.5年左右。与实际GDP相比，财政收支都表现为顺周期的一致指标；从波动性看，实际财政收入、实际财政支出的标准差大约是实际GDP的2倍。从Granger因果检验看，实际财政收支引致了经济的周期波动，说明中国财政政策的对经济的作用是显著的，同时财政收支的多少也受经济发展状况的制约，这一点对财政支出来说表现得更为明显。
事实7：财政收入和财政支出的周期都为6.5年左右，与实际GDP相比，财政收入和支出都是顺周期的一致指标，并且都能显著地影响实际GDP的波动。
和大多数指标一样，中国的外贸进口、出口和进出口指标的周期大约为7年，并且进口、出口和进出口指标都是顺周期的。从波动性来看，进口、出口和进出口的波动性比实际GDP更为剧烈，其标准差为实际GDP的2～3倍。从同步性来看，实际进口、出口及进出口与实际GDP是一致指标，实际的进口、出口及进出口都对经济波动具有显著的影响，说明对外贸易是影响经济的一个重要因素。
事实8：进口、出口和进出口的周期大约为7年，它们都是顺周期的，并对经济波动具有显著影响。
(四)货币指标：存款、贷款、M[，0]
观察货币指标的周期，各实际变量的周期表现较为一致，实际存款、贷款和M[，0]的周期都为6.5年左右，与实际GDP相比，货币指标都是顺周期的。相位谱显示，存款、贷款比参考序列滞后大约1年，而实际M[，0]要滞后大约2年。从波动性看，货币指标标准差是实际GDP的1.2～1.5倍。而Granger因果检验显示，存款、贷款对实际GDP的波动具有显著影响，而实际GDP的波动引致了实际M[，0]的波动。
事实9：实际存款、贷款和M[，0]的周期为6.5年左右，它们为顺周期的滞后指标；存款、贷款对实际GDP的波动具有显著影响，而实际GDP的波动引致了M[，0]的波动。
(五)工资、就业、价格、利率
从工资的周期看，实际工资的周期为7.3年，相干谱显示，它是顺周期的；工资的波动性与GDP基本相当，Granger因果检验显示，GDP引致了工资的波动。
从谱分析来看，就业人数的周期表现不很规则，BP滤波得到的就业人数周期为6年，HP滤波得到的就业人数周期为8.6年，而差分序列的周期没有明显的峰值。与实际GDP相比，就业人数基本是顺周期的一致指标，其波动较为平滑，只有实际GDP的20％不到。事实上，除20世纪50年代末和90年代初就业人数有两次大的波动外，其余时间都波动不大。Granger因果检验显示，就业人数的波动引致了实际GDP的波动，符合经济学认为的劳动力与资本是产出的两大生产要素。
与其他变量不同的是价格指数是逆周期的，这与Stock和Watson(1998)研究美国的数据得出的结论是一致的。它的周期长度似乎也更长，HP滤波法和差分法分解的价格指数序列的主周期都为9年。其波动性比实际GDP也更平缓些，大约只有实际GDP的60％～70％。
谱分析显示，实际利率没有明显的周期特征。与实际GDP相比，实际利率是逆周期的，并且要滞后1年。Granger因果检验表明，实际GDP的变化引致了实际利率的波动。
事实10：工资和就业人数都是顺周期的，工资的周期大约为7.3年，而就业人数周期特征不明显；价格和实际利率都是逆周期的，实际利率没有明显的周期特征。
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