区域经济周期协同性及其与国家经济周期的关系研究，本文主要内容关键词为：经济周期论文,性及论文,区域论文,关系论文,国家论文，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。
中图分类号：F037.1 文献标识码：A 文章编号：1002—8102(2014)03—0112—12
经济的周期性波动是经济增长过程中普遍存在的一种现象，近年来，随着全球化进程的不断推进，经济增长的波动性加剧，复杂性和互联性也与日俱增。一直以来，对国家层面经济周期的研究是经济周期研究领域的重点，目前已经逐步形成了对其波动特征和运行规律的基本认识。然而，由于区域经济非均衡发展的特征普遍呈现，我们难以通过国家层面的宏观加总数据来理解区域经济波动。20世纪50年代以来，追求经济稳定运行成为一种普遍诉求，这种从求取“一般均衡”到追求“稳定增长”的转变凸显了政策调控在熨平经济波动中的重要作用(苗文龙，2010)。针对经济波动，中央政府往往实施相机抉择型财政政策，交替使用“松”或“紧”的手段作用于经济周期。由于中国的区域异质性特征明显，经济周期与显著的区域差异紧密相连。但是，由于缺乏对区域经济周期的相关了解与深入研究，无论是微观经济政策还是宏观经济政策，都是作用于经济运行过程本身的，并没有有目的地实行空间倾斜。也就是说，中国目前的经济政策对所有的地区是一致的，非差异化的宏观经济政策可能因为区域经济波动的异步性而产生不同的区域效应，导致区域经济周期的振幅和波长渐趋分异，这不仅会影响公共经济政策的有效性，而且还可能产生区域差距扩大等始料不及的副产品(张可云、张文彬，2009)。
基于相关的认识，近年来，作为经济增长理论、经济周期理论以及区域经济理论的交叉领域，区域层面的经济周期研究引起了经济学者的极大兴趣，其中区域经济周期协同性和异步性是目前区域经济周期研究最为活跃的议题。例如，Bergman(2004)提出了一个分析框架，通过统计分解发现，以外溢系数为媒介，在一定的条件下区域间波动的协同性和波幅的差异之间可能呈正相关，这一发现在其关于欧盟的经验研究中得到证实，并认为这提高了共同政策实施的难度。Owyang等(2005)利用马尔科夫区制转移模型对美国各州的经济周期及其拐点加以识别，发现不同州与国家经济周期之间的协同性存在差异，并认为这可作为国家和州制定政策的重要依据。Wall(2007)运用区制转移模型对日本国家和各个区域的工业生产指数进行了研究，通过考察日本泡沫经济后出现的1992年结构突变点，发现经济扩张和收缩的平均增长率在突变点后明显低于突变点前。①Camilla和Ulrich(2007)采用谱分析的方法对意大利的区域经济周期结构进行研究，在考察结构突变点后，发现区域经济周期呈现显著的差异，②意大利北部地区的经济周期与国家经济周期之间的关系更为紧密，而南部的短期政策性经济周期更为明显。Hall和McDermott(2007)考察了新西兰14个地区及国家的经济周期行为，同步性统计指标显示新西兰国家周期与11个区域周期间具有显著的同期关联，但1/2以上的区域双边协同性不显著，地理位置相邻度和异常干旱的气候条件③影响区域间的协同性。
关于中国区域经济周期协同性的研究文献目前尚不多见。孙天琦(2004)主要采用相关分析方法考察了中国1953-2002年以及1978-2002年两个时间段地区与全国经济景气的协同性，发现绝大部分省与全国经济景气循环的相关性强、基本同步；Poncet(2004)利用相关系数讨论了1992-2004年间中国及其区域的经济周期协同性，发现地理位置相对偏远的省份与其他地区的相关度较低，且这些省份间的周期协同性也较差；卢二坡(2010)对安徽省与全国及其他地区经济周期的协同性进行了研究；石林松(2011)基于统计技术的新的非平稳单位根周期模型检验方法，采用中国10个省、市的GDP时间序列，检验了地区的经济周期长度。以上文献一般采用相关分析法对中国区域及国家经济周期波动进行研究，这在一定程度上推动并丰富了对中国区域经济周期的认识和思考。然而，国内现有研究尚未形成与国际研究相互对比及交流的共同平台(张可云、张文彬，2009)，由于所采用的相关分析法无法从经济周期的含义与特征来反映和刻画区域及国家经济周期的阶段性变化及其特点，因而不能很好地对中国区域和国家经济周期间的协同性和差异性给出具体的刻画并进而得出相应的政策建议。
为此，借鉴Owyang等(2005)、Wall(2007)等国外最新的相关研究方法，本文利用Hamilton(1989)提出的马尔科夫区制转移模型来考察我国区域经济周期的阶段性变化以及区域与国家间经济周期的联系，所选取样本为中国大陆31个省市自治区1978-2009年间的GDP增长率数据。同时考虑到1990年代初我国经济增长出现的结构性变化，我们将分别考察1993年突变点前后的区域经济周期相似性和差异性，这将有助于我们对国家及地区经济周期动态进行更准确的刻画。
二、计量模型及其估计
在经济周期的研究方法中，Hamilton(1989)提出的马尔科夫区制转移模型是公认的较为可靠的方法之一。该方法最先被用于描述美国经济周期，可以很好地捕捉产出数据中偶发的、周期性的内生状态变动或转移现象，目前该方法已被广泛应用于经济周期测定和经济拐点分析中。④
为更好地理解此模型，先考虑设定一种最简单的均值模型结构：
由于本文主要考察中国省区年份数据，样本点较少，为使得模型估计相对稳健，我们采用Kim和Nelson(1998)给出的多步移动Gibb抽样法进行估计。简单来说，给定数据和模型的其他参数抽取值，Gibbs抽样可以从每个参数的条件后验分布中迭代地抽取，包括对
的抽取，t=1，…，T。这些抽取构成了平稳的马尔科夫链，在给定数据下其分布收敛至参数的联合后验分布。在本文中，为模拟此后验分布，我们舍去前2000次抽取以确保收敛性，关于样本后验分布的描述性统计量则基于另外的10000次抽取。
我们首先考虑无结构突变点的结果。如表1所示，估计得到经济收缩和扩张的平均增长率分别为8.16%和11.66%。⑥图1左边给出两个阶段的平均增长率和经济收缩的概率。如图1所示，当收缩概率快速上升和下降时，模型可以将高低增长率数据分别划分到经济扩张和经济收缩阶段。然而，收缩概率在0～1之间的变换明显小于1或大于0，而且1992年后的概率变化非常缓慢，这意味着模型对经济周期阶段的识别可能不准确。由此看来，我国经济大致在1990年代初经历了结构性变化，从1993年开始呈现经济波动幅度减小、经济周期延长的特征。这意味着直接采用Hamilton模型进行经济周期测定可能存在一定的问题，应考虑在模型设定中引入结构突变点。为此，本文将1993年设定为结构突变点，⑦该突变点将用于描述我国国家经济周期和区域经济周期的结构性变化。⑧
接下来，我们进一步讨论突变点为1993年时国家经济周期的结果。⑨如表1所示，1978-1992年间经济收缩和扩张阶段的平均增长率分别为6.98%和11.84%，1993-2009年间经济收缩和扩张阶段的平均增长率分别为9.21%和12.96%。由此可见，1993年前后经济收缩和扩张阶段的平均增长率都有一定幅度的提高，经济周期的高低平均增长率明显收窄。此外，模型对参数σ的估计在1993年前后分别为2.92和1.23，波动幅度明显降低。因此，从这些结果都可以清晰地看出，国家经济周期在1993年前后确实出现了较为明显的变化。图1右边描述了1993年前后高低平均增长率呈现水平上升、间距收窄的趋势，这进一步证实了1993年为突变点的结论，而且1978-1992年间的收缩概率与前面无结构突变点的结果基本一致，但在1993-2009年间收缩概率变化明显加强，因而能够更清晰地反映该区间内经济周期的阶段性变化。而从经济周期的角度来看，收缩概率也明显捕捉了我国1978年以来的三个周期，低增长区制分别为1979-1982年、1989-1991年和1995-2004年，而从2008年开始，我国经济进入新一轮经济收缩。因此在设定结构转变点后，对经济周期的描述更符合我国现实经济的运行状况。
图1 GDP增长率与收缩概率
注：粗黑线表示高增长率，粗灰线表示低增长率。
四、区域经济周期
本节将考察中国大陆31个省市自治区的区域经济周期，我们收集1978-2009年间的各地区GDP增长率数据，除海南、四川从1979年开始和重庆从1993年开始外，其他各地区数据均从1978年开始，共计32个样本。以上1978-2009年间数据来源于中经网统计数据库。
表2给出了各地区相应的估计结果。可以看出，区域平均经济增长率在经济周期的不同阶段显著不同。同时，我们获得了以下一些结果：首先，全国大多数地区(除海南、重庆、贵州、云南和新疆外)在1993年前后经济增长速度趋于上升，几乎所有地区(除内蒙古和重庆外)经济波动幅度趋于减弱；其次，收缩平均增长率在突变点前较低，而在突变点后明显提升。在1978-1992年间，除浙江、广东、海南和新疆外，其他地区的收缩平均增长率都明显小于8%，并基本落在5%～8%的区间内，而相比于同时期的扩张平均增长率，收缩平均增长率明显较低。而在1993-2009年间，除江西、云南、青海和新疆外，其他地区的收缩平均增长率都明显超过9%，基本落在9%～11%的区间内。比较突变点前后两个区间的收缩平均增长率变化可知，表2中结果显示除新疆略有小幅度下降外，其他地区都有明显提高；最后，扩张收缩平均增长率差在突变点前较大，在突变点后明显收窄，稳定性增强。在1978-1992年间，除黑龙江扩张收缩平均增长率差为2.37外，其他地区都明显大于4。而在1993-2009年间，除辽宁、广西、吉林、江西和河南略大于4和甘肃略小于2外，其他地区扩张收缩平均增长率差都落在2%～4%之间。于是，比较突变点前后变化，我们可以计算得到1993年前后变化值，除内蒙古和黑龙江外，其他地区的变化值都明显小于0。
图2计算了各地区GDP增长率的收缩概率。为简化分析，我们仅从国家东中西部区域中各选出三个代表地区作为讨论对象，其中东部选北京、上海和浙江，中部选山西、安徽和湖北，西部选四川、西藏和新疆。如图2所示，北京、上海、山西、安徽、湖北、四川和新疆七个地区的收缩概率在0和1间的转换较为显著，据此可以非常清晰地判断地区经济周期的阶段性变化情况；而浙江和西藏的收缩概率较差，在0和1间的转换不明显，许多时刻处在0.5附近或概率变化缓慢，其原因可能是浙江经济发生的结构突变不在1993年，而西藏经济可能在1993年后经济周期阶段性变化不明显。
图2 地区GDP增长率的收缩概率
表3给出了对全国及31个地区经济周期进行测定的结果。我们按照传统方法对扩张收缩区制进行区分，即判断收缩概率是否为0.5，如果大于0.5，那么该时点处于经济收缩区制，以灰方块“■”表示，否则该时点处于经济扩张区制。如表3所示，区域经济周期差异性明显，各地区经历经济收缩的次数、时间和长度存在较大差异。例如在突变点前，大多数地区(除福建、山东和湖南外)经历了两次或三次经济收缩，但仅有六个地区(北京、河北、辽宁、江苏、吉林和云南)的经济收缩与国家经济收缩比较接近。在突变点后，所有地区都经历了1995-2004年间的国家经济收缩，而东部多数地区和中西部少数地区则经历了2008-2009年间的国家经济收缩，但有六个地区(内蒙古、黑龙江、贵州、陕西、青海和宁夏)所经历的第一次经济收缩都开始于突变点前的最后一次经济收缩。
虽然各地区经济收缩存在一定差异，但区域经济收缩在大多数时期与国家经济收缩紧密相关。例如，在1979-1982年间的国家经济收缩时期，几乎所有地区(除重庆外)均发生过不同时长的经济收缩；在1989-1991年间的国家经济收缩时期，除广东和甘肃未发生经济收缩外，其他地区在该时期都发生过经济收缩；在1995-2004年间的国家经济收缩时期，所有地区都有较长时段处于经济收缩；而在2008-2009年间发生的最近一次国家经济收缩，虽然不足1/2的地区进入经济收缩区制，但因为主要发生在经济比较发达的东部沿海地区，所以对国家总体经济运行状况产生了重要的影响。
五、我国经济周期的时空分布
根据表3的结果，我们可以画出1993年以来各年份我国经济周期的时空分布图。图3给出了相应的结果，其中阴影部分表示该地区该年份处于经济收缩区制，否则处在经济扩张区制。如图3所示，各地区时空分布可以反映1993年以来我国地区经济周期与国家经济周期间的某种联系，即当处于经济收缩区制的地区较少时，国家经济周期基本处在经济扩张区制，反之相反。例如从1993-1994年，处在经济收缩区制的地区数较少，分别为7个和11个，当时国家经济周期处于经济扩张区制；从1995年的16个地区增加到1998年和1999年的所有31个地区，再逐渐减少到2003年的17个地区，处于经济收缩区制的地区较多，国家经济周期处于经济收缩区制；从2005-2007年，处于经济收缩区制的地区非常少，国家经济周期处于经济扩张区制；而在2008年和2009年，虽然处于经济收缩区制的地区不多，但主要出现在东部沿海地区，从国家层面上经济周期阶段性表现为经济收缩区制。
此外，对1990年代以来出现的两次国家经济收缩，区域经济收缩的产生次序发生了明显的变化。在第一次国家经济收缩时期，中西部区域于1995年和1996年率先进入经济收缩阶段，然后扩散到东部区域；而在第二次国家经济收缩时期，2008年东部经济比较发达的地区首先进入经济收缩阶段，随后在2009年扩散到中西部地区。我们将导致这种变化的根本原因归结于我国区域经济发展不平衡。首先，在1992-1996年间我国经济出现了加速的通货膨胀，由于当时对此的预期不足以及实行的长期慢节奏的经济发展模式，使中西部地区于1995年和1996年被迫进入经济收缩阶段，而东部区域在1990年代以后与中西部地区外向型经济发展的差距快速扩大，经济增长具有明显的稳定性，进入经济收缩的时间相对延迟。其次，2008-2009年发生的国家经济收缩，主要受2007年以来美国“次贷危机”及随后的世界性金融危机的影响，东部经济较发达的沿海地区由于对外开放程度高，直接遭受了巨大的冲击，而相比于对外开放程度低、地理位置偏远的中西部区域，受此国际经济环境的影响较弱。
六、区域与国家间经济周期的协同性
如前所述，虽然区域经济周期与国家经济周期间紧密相关，但它们在周期长度和时点上却存在明显区别。Harding和Pagan(2002)提出了一种可以用度量两个经济周期间同步程度的指标，即协同性程度，来定义两个经济体处于相同区制所占的时间比例，其公式如下：
其中，i表示第i个地区，CN表示中国，t表示第t期，T为所有时间期数。表4给出了区域与国家间经济周期协同性的测度结果，并分别计算了全样本期、突变点前和突变点后的结果。
如表4所示，区域经济周期与国家经济周期保持了较高的协同性。对全样本期来说，全国各地区与国家的协同性都介于0.55～0.85之间，少数地区具有很高的协同性，如辽宁和江苏的协同性程度均大于0.8，而只有天津、江西和青海三个地区的协同性程度较低，均小于0.6。此外，突变点前后区域与国家间经济周期协同性发生了明显的变化，并基本稳定在同步性程度为0.6～0.8的区间内。可以看到，突变点前协同性较低的地区在突变点后协同性具有显著的提升，如广西和海南，相反突变点前协同性较高的地区在突变点后则有明显降低，如北京、河北和辽宁等。此外，中西部区域多数地区在突变点后的协同性都比较接近，介于0.7～0.8之间，而东部区域的协同性则相对差异较大。
图3 1993年以来我国经济周期的时空分布图
注：阴影表示该地区该年份处于经济收缩区制，否则处于经济扩张区制。在图中，1998年和1999年的结果相同，均表示所有地区都处于经济收缩区制；2006年和2007年看似相同，但实际上2006年上海处在经济收缩区制，2007年却处在经济扩张区制。
七、结论及政策含义
通过前面的分析，本文获得的主要结果如下：(1)我国区域经济周期与国家经济周期都在1993年前后呈现显著的结构性变化，在突变点前后经济增长速度呈现上升趋势，经济周期波动性明显弱化，经济扩张和收缩阶段的平均增长率明显收窄，增长稳定性增强；(2)区域经济周期差异性明显，各地区经历经济收缩的次数、时间和长度存在较大差别，但区域经济收缩在大多数时期与国家经济收缩紧密相关；(3)区域与国家间经济周期协同性较高，其同步性程度在突变点后趋于稳定在0.6～0.8之间，且在突变点后中西部地区多数区域的协同性比较接近，而东部地区的协同性则差异较大；(4)区域经济周期的时空分布清晰地反映出1993年以来我国的国家经济周期，当处于经济收缩区制的地区较少(较多)时，国家经济周期基本处在经济扩张(收缩)区制；(5)在最近出现的两次国家经济收缩中，由于区域经济发展的不平衡性，区域经济收缩的产生次序发生了明显的变化。
以上研究结论的政策含义在于：第一，对中央政府而言，财政政策、货币政策冲击对区域经济周期有着重要影响。如果国家经济处在衰退期，中央银行的通常反应就是放宽货币政策以熨平国家经济周期，但是由于货币政策的效果随地区不尽相同(Owyang和Wall，2004)，因而所造成的影响取决于政策实施时地区所处经济收缩的组合，类似的论断也适用于运用财政政策来熨平国家经济周期波动。当前，应根据不同区域经济发展水平及市场健全程度，在制定财政政策和货币政策等调控政策时兼顾区域差异性，逐步使各区域宏观经济变量呈现趋同，从而达到平衡区域经济发展的目的(苗文龙，2010)。因此，应采取措施完善和顺畅货币政策传递渠道以减弱区域效应，并尝试实行差异性、区域性的货币政策。可以调整区域信贷规模、信贷结构，进而适应区域经济周期以及经济结构变化。对市场价格型的工具不可区域差异化。对外市场型的价格工具可以有选择地结合区域实际探索区域差别化(周先平，2009)。第二，对地方政府而言，了解地区经济是否处于收缩区制或扩张区制，以及地区经济周期是否存在协同性或差异性，不仅有利于其对本区域经济发展发挥更大的调控作用，而且还有利于其更有效地推进本区域的产业结构合理化和市场一体化。总的来看，对政策制定者而言建立充分反映区域经济特点的宏观政策体系以及发挥宏观政策的结构性功能，有利于提高宏观经济政策作用和缩小区域间宏观经济政策的不对称性。
①对该文献的述评可参见张文军(2008)，值得注意的是尽管日本的国土面积狭小，但区域经济周期仍呈现出一定程度的异步性。
②意大利的区域经济差距和市场化程度差异比较明显。
③气候条件对经济周期产生影响与农业在新西兰产业结构中所占比重较高有关。
④如Kim等(2005)、Chauvet和Piger(2005)、Hamilton(2010)及Zheng等(2010)等。
⑤Hamilton(1989)最初提出了一种均值转移的自回归模型，该模型包括了美国GNP增长率中的四阶滞后。但为更好地识别经济周期的阶段性，Albert和Chib(1993)认为事前假设自回归系数为零，就可以最好地再现经济周期的发生时点。就此问题，0wyang等(2005)、Wall(2007)等研究也建议直接采用自回归系数约束为零的均值转移模型来测定国家及区域的经济周期。
⑥增长率均值的估计值为其相应后验分布的均值。
⑦在本文中，结构突变点的选取与Zheng等(2010)的结果基本一致，他们设定的结构突变点为1992年2季度。
⑧从本文后面关于区域经济周期的结果来看，我国大多数地区在1993年确实存在显著的结构性变化。
⑨在Hamilton模型中，经济扩张和收缩的平均增长率参数及标准差参数假设随结构突变发生变化，而由于所考察的数据长度有限，以及我国1990年代以来经济周期发生变化次数又较少，因而转移概率参数p和q假设不变。
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