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1、運用SVAR模型實證分析影響我國經(jīng)濟增長和波動的主因 0 引言 改革開放以來,我國經(jīng)濟保持了30多年的持續(xù)高速增長.從1978~2010年,中國經(jīng)濟年均增長率接近9.8%,經(jīng)濟總量已超越日本成為世界第二大經(jīng)濟體.我國經(jīng)濟在快速增長的同時,往往也伴隨著經(jīng)濟的過度波動.經(jīng)濟的忽冷忽熱會對宏觀經(jīng)濟的持續(xù)平穩(wěn)運行產(chǎn)生極為不利的影響.因此,研究分析造成我國宏觀經(jīng)濟波動的影響因素并找到相應的對策措施對保持我國宏觀經(jīng)濟的長期快速健康增長具有非常重要的現(xiàn)實意義. 本文運用結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型,對影響我國經(jīng)濟增長和波動的主要因素進行了實證分析

2、. 1 數(shù)據(jù)整理與模型設定 1.1 變量選取分析 消費、投資、出口和地方政府財政分權(quán)對我國經(jīng)濟不穩(wěn)定性的影響,需要對各變量挑選合適的衡量指標. 本文以國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)變動狀況衡量中國宏觀經(jīng)濟波動.考慮到數(shù)據(jù)的可得性,以固定資產(chǎn)投資額(I)代表投資需求,其中,以中央項目固定資產(chǎn)投資額(I_zy)代表中央政府投資,以地方項目固定資產(chǎn)投資額(I_df)代表地方政府投資;并且結(jié)合對財政分權(quán)的影響,以地方政府固定資產(chǎn)投資額占總投資額比重大小代表財政分權(quán)指標;以全社會消費品零售總額(C)代表消費需求;以出口額(EXP)代表出口,來分析投資、出口和消費對

3、產(chǎn)出增長和波動的影響.考慮到1994年分稅制改革以后,我國財政分權(quán)程度加大,為了充分說明地方政府投資對經(jīng)濟的影響,本文選取1995Q1至2011Q4的季度數(shù)據(jù),共68個樣本.所用各變量數(shù)據(jù)皆來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫. 1.2 數(shù)據(jù)整理 我們首先將各季度出口額(以美元計價)乘以各季度人民幣對美元加權(quán)平均匯率得到以人民幣計價的各季度出口額(EXP)數(shù)據(jù).其次,我們利用居民消費價格指數(shù)的同比數(shù)據(jù)和環(huán)比數(shù)據(jù)構(gòu)建以1994年12月為基期的定基物價指數(shù)(CPI),然后將國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、中央項目固定資產(chǎn)投資額(I_zy)、地方項目固定資產(chǎn)投資額(I_df)、出口額(EXP)和全

4、社會消費品零售總額(C)的季度數(shù)據(jù)除以定基物價指數(shù)(CPI)得到各宏觀經(jīng)濟變量的季度實際值,接著采用X-12季度調(diào)整方法對以上各經(jīng)濟變量的時間序列做季節(jié)調(diào)整,以消除季節(jié)因素的影響.此外,為了減少各時間序列的波動性,克服數(shù)據(jù)中的異方差,分別對季節(jié)調(diào)整后的GDP、I_zy、I_df、EXP和C做對數(shù)變換,得到各變量的對數(shù)序列LnGDP、LnI_zy、LnI_df、LnEXP、LnC. 1.3 模型設定 為了納入經(jīng)濟變量之間的同期相互影響,本文采用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)進行實證研究: 其中,Y 為經(jīng)濟變量向量,C 為常數(shù)向量,B0，A 為系數(shù)

5、矩陣;下標 t 為時間變量,i 為向量滯后階數(shù),p 為最大滯 后 階 數(shù) ,T 為 樣 本 個 數(shù) ;μ 為 結(jié) 構(gòu) 式 沖 擊 ,且μ~VWN（0,I） .變量與參數(shù)矩陣的具體形式為: 其 中 , μ1t，μ2t，μ3t，μ4t，μ5t分 別 為 作 用 于LnI_zy，LnI_df，LnEXP，LnC，LnGDP 的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊.假設 B0可逆,則SVAR模型可以轉(zhuǎn)化為如下的簡化式VAR方程: 簡化式模型(2)中,Γ0=C/(B0) ;Γi=Ai/(B0);&epsil

6、on;t=μt/(B0),即 μt=B0εt.可以看出,簡化式擾動項 εt是結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊 μt的線性組合,代表一種復合沖擊. 2 實證結(jié)果分析. 2.1 平穩(wěn)性檢驗. SVAR模型要求時間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的,因此,模型設定好以后,需要對相關經(jīng)濟變量進行單位根檢驗以確定其平穩(wěn)性.本文采用ADF檢驗對各經(jīng)濟變量進行單位根檢驗,檢驗結(jié)果見表1. 從表1的單位根檢驗結(jié)果可以看出,Panel A 中對數(shù)序列LnI_zy、LnI_df、LnEXP、LnC和LnGDP的ADF值都大于5%顯著性水平下的臨界值,

7、它們都不是平穩(wěn)序列.因此,需要對這些變量進行平穩(wěn)化處理.在對各序列進行一階差分后,我們得到Panel B 中各差分序列DLnI_zy、DL-nI_df、DLnEXP、DLnC和DLnGDP的ADF值皆小于5%的臨界值,表明它們?yōu)槠椒€(wěn)序列,從而可以將其帶入SVAR方程中進行模型估計和脈沖響應分析. 2.2 模型估計. 向量自回歸模型的估計結(jié)果受到滯后階數(shù)選擇的影響,因此,首先需要確定恰當?shù)臏箅A數(shù).考慮到我們所選取的宏觀經(jīng)濟變量之間相互影響的期限,同時受樣本期長度限制,本文取最大滯后階數(shù)為4.根據(jù)AIC信息準則我們判斷滯后階數(shù)選擇4是合理的(表2).同時根據(jù)模型特征多項式

8、根的倒數(shù)全部小于1(位于單位圓內(nèi)),證明我們所選擇的SVAR(4)模型結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的. 對k元SVAR模型進行估計,需要對結(jié)構(gòu)式施加k(k一l)/2 個 約 束 條 件 才 能 識 別 出 結(jié) 構(gòu) 式 沖 擊(Hanmilton,1999).本文使用的SVAR模型包含5個內(nèi)生變量,因此需要施加10個約束條件才能有效識別結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊.本文根據(jù)一般宏觀經(jīng)濟理論來確定內(nèi)生變量之間的短期約束條件,常規(guī)使用的短期約束條件就是0約束.首先,根據(jù)新古典增長理論,我們假設當期的固定資產(chǎn)投資只受前一期的經(jīng)濟狀況影響,與同期的產(chǎn)出、消費和出口無關,因此可得 b13，b14，b15和 b23，b24，

9、b25皆為0;其次,根據(jù)一般貿(mào)易理論,當期的出口額不受同期的固定資產(chǎn)投資額的影響,因此 b31=b32=0 ;最后,消費水平的大小也與同期的固定資產(chǎn)投資額大小無關,從而 b31=b32=0 .以上設定的10個約束條件滿足SVAR模型的識別條件,可以估計得出B0系數(shù)矩陣: 式(3)~(7)表明,每一個結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊 εt不僅對相應變量產(chǎn)生影響,還將通過簡化式?jīng)_擊 μt對其他經(jīng)濟變量形成沖擊.SVAR模型與VAR模型最關鍵的不同之處就是考慮了經(jīng)濟變量之間的同期影響. 2.3 脈沖響應分析. 通過

10、對圖1中的脈沖響應圖形進行分析,我們可以得到以下結(jié)論: ⑴雖然總體上投資需求增加有助于解釋經(jīng)濟增長變動,但通過對比我們可以發(fā)現(xiàn),中央政府固定資產(chǎn)投資沖擊和地方政府固定資產(chǎn)投資沖擊對我國經(jīng)濟有著完全不同的影響.中央政府投資沖擊短期內(nèi)有助于經(jīng)濟增長,對經(jīng)濟影響的長期累積效應也較大;而地方政府的固定資產(chǎn)投資沖擊在短期對經(jīng)濟的影響效果不明顯,并且出現(xiàn)了程度較小的累積負面效應.造成這種情況的可能原因是:首先,中央政府的財政支出等經(jīng)濟政策和投資決策代表了政府決策層對當前經(jīng)濟狀況的態(tài)度和看法,會對以后的經(jīng)濟走勢起到很大的指示作用,而地方政府投資大多是為了響應中央政府號召,從而中央政府投資沖擊對產(chǎn)

11、出的影響能力要大于地方政府投資沖擊.其次,中央項目的投資多是對當前經(jīng)濟增長極其重要的基礎設施建設和關鍵行業(yè)領域,效率較高,而地方政府的投資卻往往忽視投資的質(zhì)量和效率,造成資源和資金的極大浪費,從而對經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定增長產(chǎn)生不利的影響.最明顯的例子是2008年金融危機以后,我國中央政府出臺了"4萬億";投資刺激方案,地方政府配套的投資資金更是高達17萬億之多.雖然中央政府的資金支出大多投資于基礎設施建設和關系國計民生的關鍵行業(yè)領域(如交通、電力、科技、水利、節(jié)能減排等)保護了經(jīng)濟的持續(xù)平穩(wěn)增長,但是大多數(shù)地方政府的投資卻較多的投向了"三高一低";(高投入、高污染、高消耗、低效益)行業(yè),造成了資源的

12、極大浪費.這無疑會對經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定增長帶來不利的影響. ⑵對外貿(mào)易沖擊雖然也會對我國的實體經(jīng)濟造成沖擊,但影響程度不大.從DLnGDP對DLnEXP的累積脈沖響應可以看出,短期內(nèi)的對外貿(mào)易沖擊對我國的經(jīng)濟波動影響不明顯,但長期內(nèi)有較小程度的正向效應.可見,雖然我國經(jīng)濟對外依存度較大,出口對GDP的貢獻度較高,但國外需求沖擊并不會對我國經(jīng)濟波動產(chǎn)生較大的影響.一個可能的解釋是:加工貿(mào)易占我國出口貿(mào)易的比重過大.出口貿(mào)易一般分為一般貿(mào)易、加工貿(mào)易和其他貿(mào)易,其中加工貿(mào)易是指依賴進口的原材料、零部件,經(jīng)過加工裝配后再出口到國外的貿(mào)易形式.加工貿(mào)易的特點是"中間在內(nèi),兩頭在外";,原材料和

13、零部件是從國外進口的,在本國生產(chǎn)后又運到國外市場.在我國最常見的加工貿(mào)易形式是"三來一補";,即來料加工、來樣加工、來件裝配和補償貿(mào)易,其中補償貿(mào)易是指國外廠商提供或利用國外進出口信貸進口生產(chǎn)技術和設備,由我方企業(yè)進行生產(chǎn),以返銷其產(chǎn)品的方式分期償還對方技術、設備價款或信貸本息的貿(mào)易方式.因此,雖然我國出口額占GDP的比重很大,但出口增加對我國經(jīng)濟自身增長的貢獻并不是很大. ⑶消費需求沖擊是決定我國經(jīng)濟增長和波動的主要因素.從DLnGDP對DLnEXP的脈沖響應可以看出,1單位標準差的消費需求正向沖擊導致GDP 出現(xiàn)了1.2個百分點的增長,隨后迅速下降,在8季度后基本消退.同時從D

14、LnGDP對DLnEXP的動態(tài)累積脈沖響應圖形可以看出,正向的消費需求沖擊不僅造成經(jīng)濟短期內(nèi)的較大增長,而且長期內(nèi)對經(jīng)濟的持續(xù)增長起到了重要作用.這主要是因為一方面消費一般是短期行為,持續(xù)時間不長,對經(jīng)濟的短期刺激較大;另一方面,消費需求的提高可以改變?nèi)藗冮L期的消費習慣,從而對經(jīng)濟的增長起到較大程度的長期影響.這充分說明了當前我國擴大內(nèi)需拉動經(jīng)濟增長的極端重要性. 2.4 方差分解. 為了測度各種內(nèi)外因素對宏觀經(jīng)濟波動的相對影響程度,本文對脈沖響應函數(shù)進行方差分解.方差分解通過分析每一個結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊對內(nèi)生變量變化(以方差度量)的貢獻度,進一步評價不同結(jié)

15、構(gòu)式?jīng)_擊的重要性.表3列示了宏觀經(jīng)濟波動方差分解結(jié)果. 我國產(chǎn)出波動的方差分解表明： ⑴在預測期內(nèi)，由投資波動引起的我國產(chǎn)出的波動并不大,但卻有隨著滯后期逐漸增加的趨勢.一方面,中央政府投資沖擊對產(chǎn)出波動的解釋能力要大于地方政府投資沖擊,這說明了中央政府的經(jīng)濟政策或投資決策代表了我國政府決策層對當前經(jīng)濟狀況的態(tài)度和看法,會對以后的經(jīng)濟形勢起到很大的指示和影響;另一方面,中央政府投資沖擊引致產(chǎn)出波動的速度也要快于地方政府投資沖擊.這說明中央投資政策的出臺大多是針對當時經(jīng)濟形勢的短期行為. ⑵與投資波動一樣,國外需求的波動對我國實際產(chǎn)出的波動影響并不

16、大,其解釋能力隨滯后期的增加逐漸增大到穩(wěn)定狀態(tài)時的8.7%.這說明雖然我國的經(jīng)濟對外依存度較高,但國際經(jīng)濟狀況對我國經(jīng)濟的影響并不大.這可以歸因于我國國內(nèi)較強的經(jīng)濟活力和穩(wěn)健的經(jīng)濟增長. ⑶國內(nèi)消費需求波動在短期內(nèi)解釋了我國實體經(jīng)濟的絕大部分波動,雖隨滯后期的延長而有所下降,但得穩(wěn)態(tài)時仍然有66.5%的解釋能力.這也再次驗證了擴大內(nèi)需對我國經(jīng)濟持續(xù)較快增長的極端重要性,同時也提示我們,通過擴大內(nèi)需來推動經(jīng)濟增長,應該作為一項長期政策來實施. 2.5 穩(wěn)健性檢驗. 本文的實證分析結(jié)果受到我們根據(jù)一般經(jīng)濟理論設定的約束條件和Cholesky分解強加給經(jīng)濟變量的次

17、序的影響,為了說明以上實證結(jié)果的可靠性,需要對模型的設定和估計進行穩(wěn)健性檢驗.具體做法是:我們首先調(diào)整SVAR模型中的經(jīng)濟變量順序,但不改變約束條件,依次進行模型估計、脈沖響應分析和方差分解;其次,我們對原有的約束條件作適當修正,但不調(diào)整SVAR模型中的經(jīng)濟變量順序,再依次進行脈沖響應分析和方差分解;最后,我們既調(diào)整SVAR模型中的經(jīng)濟變量順序又對約束條件作出適當修正,依次進行模型估計、脈沖響應分析和方差分解.經(jīng)過多次模型調(diào)整和實證分析后,我們發(fā)現(xiàn),實證結(jié)果并沒有大的變化(限于篇幅,具體檢驗過程省略).這表明,本文所使用SVAR模型具有穩(wěn)健性,得出的實證結(jié)果是比較穩(wěn)定可靠的. 3

18、結(jié)論與建議. 通過以上實證分析并結(jié)合我國宏觀經(jīng)濟運行實際,可以看出,一直以來造成我國宏觀經(jīng)濟波動的原因主要有以下幾個方面: ⑴投資與消費比例的失調(diào).伴隨著經(jīng)濟的高速增長,我國的投資率不斷上升.在總需求的構(gòu)成中,投資需求已經(jīng)取代消費需求成為拉動經(jīng)濟增長的主導因素.投資對中國經(jīng)濟的拉動是有目共睹的,但投資增長率波動卻相當大,且超前于GDP和消費的波動.過高的投資率讓我國的經(jīng)濟增長過分依賴固定資產(chǎn)的投資,加劇了經(jīng)濟大幅度波動的風險.自改革開放以來我國經(jīng)濟出現(xiàn)了五次"過熱 ";現(xiàn) 象(1984~1985、1987~1988、1991~1994、2003~2006、2009~20

19、10),其中四次源于投資增長(1984~1985、1991~1994、2003~2006、2009~2010).在這四次過熱中,投資增長率全都超過了25%.當經(jīng)濟增長率下降時,政府通過財政、貨幣政策及其它相關制度刺激投資,投資快速上升;經(jīng)濟過熱,政府開始控制投資,投資增長率下降,GDP和消費增長率隨之下降,出現(xiàn)了投資過熱-通脹-宏觀調(diào)控-通縮的怪圈. ⑵對外依存度較大.首先,高外貿(mào)依存度會降低本國經(jīng)濟對外部沖擊的防御能力,一旦外貿(mào)出口受到較大沖擊,國內(nèi)經(jīng)濟便會產(chǎn)生連鎖反應,造成大的經(jīng)濟波動.其次,出口增長易受國外經(jīng)濟對本國商品需求的限制.由于我國人口眾多,目前的增長速度又明顯高于世

20、界上大多數(shù)國家,想依靠外貿(mào)增長來長時期地維持當前的增長率,前提條件是世界其他國家對我國商品需求的增長率不能低于我國的經(jīng)濟增長率水平,這一點從長期看顯然是不可行的.像當前國際金融危機造成的國外需求下降對我國出口貿(mào)易的不利影響顯而易見. ⑶政府主導和財政分權(quán).一方面,在政府主導的體制性誘導下,國有企業(yè)成為了政府的一致行動人.2008年的四萬億投資主要針對國有企業(yè),從而導致了在政府出臺"救市";政策、擴大投資來刺激經(jīng)濟增長的同時,國有企業(yè)也在政府部門的體制性的誘導下擴大規(guī)模,增加投資,致使經(jīng)濟過熱.而當政府意識到經(jīng)濟過熱時,政府出臺的"降溫";政策又會誘導國有企業(yè)減少投資支出,致使經(jīng)濟進

21、一步過冷.其次,地方政府的分權(quán)過度,會對經(jīng)濟產(chǎn)生不利的影響,造成經(jīng)濟內(nèi)在的不正常波動,特別是近年來地方政府之間單純的以GDP作為考核政績、衡量經(jīng)濟增長的唯一目標的競爭越來越激烈,使得各地基礎建設力度加大,導致了投資熱的出現(xiàn),并造成經(jīng)濟的一熱再熱. 參考文獻: [1] 陳昆亭,龔六堂,鄒恒甫.什么造成了經(jīng)濟增長的波動,供給還是需求-中國經(jīng)濟的RBC分析[J].世界經(jīng)濟,2004,(9). [2] 郭慶旺.中國經(jīng)濟波動的解釋:投資沖擊與全要素生產(chǎn)率沖擊[J].管理世界,2004,(7). [3] 黃賾琳.中國經(jīng)濟周期特征與財政政策效應[J].經(jīng)濟研究

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